t - ×× ×§ ××©×¨××

סקר בנק ישראל 80, אב התשס"ז – אוגוסט 41-7 2007, 

ISSN 0552-2761 

קטן ופתוח – 

במשק 

ריביות פערי 

הישראלי המקרה 

של טווח ארוך,‏ 

קשרים 

** 

* 

נתן זוסמן ויוסי סעדון 

הממצאים עיקר 

1 

בעבודה זו אנו מפתחים מודל של שוויון שיעורי ריבית לא מכוסה,‏ המניח פרטים 

שונאי סיכון ומביא בחשבון לא רק את שער החליפין הצפוי אלא גם את סיכוני 

שער החליפין ופרמיית נזילות.‏ אנו אומדים את המודל לאחר פתיחת המשק 

הישראלי לתנועות הון,‏ ומראים שבטווח הארוך מתקיים שוויון שיעורי ריבית לא 

מכוסה,‏ ופער הריביות נקבע על סמך הציפיות ארוכות הטווח לפיחות,‏ הנגזרות 

מקשר של שוויון כוח הקנייה היחסי.‏ פער הריביות בין ישראל לארה"ב מושפע גם 

משינויים בסיכוני שער החליפין,‏ המגולמים בסטיות התקן של אופציות על הדולר 

ומפרמיית נזילות.‏ בתקופת הדיסאינפלציה עד השפעת שוויון כוח 

הקנייה על פערי הריבית הייתה דומיננטית בהסבר ההתפתחויות בפערי הריביות,‏ 

ואילו מאז שנת 2000 תרומתם של המשתנים המודדים את פרמיית הנזילות ואת 

הפרמיה בגין סיכון שער החליפין היא הדומיננטית.‏ סטיות של הריבית בפועל מזו 

הנגזרת משיווי המשקל של הטווח הארוך מביאות,‏ ככל הנראה,‏ לתגובה של בנק 

ישראל,‏ הנובעת מהתמסורת בין סטיות אלו לשינויים בשער החליפין,‏ וגורמות 

לסטיות של הציפיות לאינפלציה.‏ תהליך ההתכנסות של הריבית אל השיעור של 

הטווח הארוך נאמד בכ-‏‎8‎ חודשים.‏ 

– 

2000 

– 

1. מבוא 

הספרות וסקירת 

מבוא 

בשני העשורים האחרונים הולכת וגוברת מגמת הגלובליזציה,‏ ויחד עם התרחבות 

המסחר הבין-לאומי התגברו גם תנועות ההון בין מדינות.‏ התרחבות שוק ההון העולמי 

בתנאים של תנועות הון חופשיות ושערי חליפין ניידים מעלה את השאלה מהם 

הגורמים המשפיעים על הריבית לטווח קצר במשק קטן ופתוח.‏ מחד גיסא,‏ התיאוריה 

המקובלת מניחה כי בתנאים של שער חליפין נייד יכולתו של הבנק המרכזי לשלוט 

במצרפים המוניטריים טובה יותר מאשר בתנאים של שער חליפין קבוע,‏ ולכן 

1 

* 

תודה ליאיר חיים על סיועו במהלך כתיבת העבודה,‏ לכלכלני תחום היציבות הפיננסית בבנק ישראל ובפרט 

לויצמן נגר ומיכאל קרמה,‏ תודה למשתתפי הסמינר במחלקת המחקר על הערותיהם,‏ ובעיקר לפרופ'‏ ניסן לויתן 

‏(שהיה מתדיין על העבודה)‏ ולד"ר מישל סטרבצ'ינסקי על הערותיהם,‏ שניכרות בגירסה זו של הדברים.‏ 

האוניברסיטה העברית בירושלים.‏ 

** 

בנק ישראל,‏ תחום היציבות הפיננסית.‏

סקר בנק ישראל 80 

8 

מאפשרת יותר את השגת יעדי האינפלציה.‏ מאידך,‏ השימוש במכשיר הריבית לשליטה 

בכמות הכסף ובאינפלציה הוא בבחינת ניסיון להשפיע על מחיר הכסף בשוק תחרותי 

ומשוכלל,‏ שבו,‏ לכאורה,‏ הבנק המרכזי של משק קטן ופתוח אינו יכול להשפיע על 

המחירים.‏ על כן ההתעלמות מגורמים הקשורים לשוק ההון העולמי בניהול המדיניות 

המוניטרית,‏ ברוח המודלים המסורתיים,‏ עלולה לפגוע ביציבות הפיננסית.‏ 

מטרת עבודה זו היא לבחון את התנהגות שיעור הריבית במשק קטן ופתוח תוך 

התמקדות בקשרים של הטווח הארוך.‏ הטווח הארוך מוגדר בכלכלה כטווח הזמן שבו 

הקשרים הבסיסיים בין המשתנים הם אלה הנגזרים מתיאוריות המניחות גמישות 

מחירים בשווקים.‏ זאת בניגוד לטווח הקצר,‏ שבו ייתכנו קשיחויות וחיכוכים בשווקים 

השונים.‏ אנו מניחים,‏ בהתאם למודלים של 

שככל שהסטייה של ערכי המשתנים הכלכליים בטווח הקצר מערכם הבסיסי ‏(של 

הטווח הארוך)‏ גדולה יותר,‏ התיקון יהיה גדול וחריף יותר.‏ תיקונים חריפים עלולים 

להביא למשבר פיננסי.‏ כיוון שפונקציית תגובה של בנק מרכזי עיקרה טיפול בסטיות 

של טווח קצר מערכי שיווי המשקל של הטווח הארוך ‏(יעדי הטווח הארוך),‏ הבנת 

הקשרים של הטווח הארוך חשובה גם בניהול המדיניות לטווח קצר לשם מניעת 

סטייה גדולה מדי מערכי שיווי המשקל של הטווח הארוך.‏ 

נקודת המוצא היא שבטווח הארוך מתקיימות שתי משוואות התנהגות קלסיות:‏ 

הראשונה היא משוואת שוויון כוח הקנייה היחסי,‏ האומרת שהשינוי בשער החליפין 

שווה להפרש האינפלציות בין שני משקים;‏ השנייה היא משוואת שוויון שיעורי 

הריבית הלא מכוסה,‏ האומרת שהפרש שיעורי הריבית בין שני משקים שווה 

לפיחות/ייסוף הצפוי של המטבע המקומי ביחס למטבע של המשק האחר.‏ רוב 

המחקרים על שוויון שיעורי ריבית לא מכוסה,‏ שנאמדו עבור משקים מפותחים,‏ 

המניחה 

בודקים במקביל גם את השערת אי-ההטיה 

פרטים אדישים לסיכון ופרמיית סיכון השווה לאפס ‏(או קבועה).‏ במאמר זה אנו 

מפתחים משוואת פערי תשואות המניחה פרטים שונאי סיכון.‏ על כן,‏ נוסף על 

הפיחות הצפוי,‏ עלינו להתחשב בפרמיות הסיכון השונות המשפיעות על פער 

התשואות פרמיית סיכון שער החליפין ופרמיית סיכון המדינה.‏ מלבד זאת אנו 

מוסיפים למודל באופן ישיר פרמיית נזילות ‏(סחירות),‏ הנובעת מהפער בנזילות בין 

שוק האג"ח האמריקאי לשוק הישראלי.‏ יש לציין שבשוק המק"ם התחוללו במהלך 

התקופה הנחקרת מספר שינויים הקשורים למידת נזילותו התקדמות בהסרת 

המגבלות של בנק ישראל בכל הנוגע להנפקת המק"ם ותהליך דיסאינפלציה שהעלה 

את הביקוש לאג"ח שקליות ‏(לא-צמודות).‏ אנו מאמינים כי המודל שאנו אומדים 

מתאים בעיקר למשקים מתעוררים הנמצאים בתהליך דיסאינפלציה,‏ או חשופים 

,(1980 ,Dornbusch) overshooting 

– 

,(unbiasedness hypothesis) 

– 

2 

– 

2 

הספרות המחקרית בנושא עוסקת בשוויון שיעורי ריבית 

להשתמש במונח תשואות,‏ ובו נשתמש להלן.‏ 

.(uncovered interest rate parity) 

בישראל נהוג

9 

פערי ריביות במשק קטן ופתוח – קשרים של טווח ארוך 

למשברי שער חליפין ונזילות.‏ 

אין אנו יכולים 

תחילה נבדק הקשר של שוויון כוח הקנייה לשנים 

לדחות את ההשערה שהשינוי בשער החליפין העתידי של השקל מול הדולר מקיים 

קשר של טווח ארוך עם הפרשי האינפלציות הצפויים בין ישראל לארה"ב.‏ מכאן 

שניתן להשתמש בהפרש האינפלציות הצפוי בין ישראל לארה"ב כאומד לשינוי בשער 

החליפין העתידי.‏ בשלב השני השתמשנו באומד זה באמידת משוואת שוויון פערי 

התשואות בין מק"ם לשנה לבין שטר אוצר אמריקאי לתקופה מקבילה.‏ נוסף על כך 

כללה משוואת פער התשואות את סטיית התקן הגלומה באופציות על הדולר,‏ 

המשקפת את פרמיית סיכון שער החליפין,‏ וכן מדד לנזילות שוק המק"ם.‏ ממצאי 

האמידה מראים שלא ניתן לדחות את ההשערה כי בטווח הארוך הריבית על המק"ם 

לשנה נקבעת בהתאם לציפיות לגבי המשתנים הכלכליים הבסיסיים 

בכך יש אישוש לתיאוריות הכלכליות הבסיסיות,‏ וגם לגישת הציפיות הרציונליות.‏ 

מבחינה סטטיסטית,‏ זעזועים של הטווח הקצר המשפיעים על פער התשואות מִ‏ תַּ‏ קנים 

מאליהם ומתכנסים לתוואי של הטווח הארוך בתוך כשמונה חודשים.‏ 

לבסוף אמדנו את מהירות התגובה של ריבית בנק ישראל על סטיות משיווי המשקל 

של הטווח הארוך הנובעות מזעזועים הבאים לידי ביטוי במשוואת פער התשואות.‏ יש 

לציין כי אומדן זה אינו בודק ישירות את הטענה שבנק ישראל עקב אחר סטיות אלו 

של 

והגיב עליהן באופן ישיר;‏ זוהי בדיקת המבנה המצומצם 

פונקציית התגובה בלבד.‏ מהממצאים הראשוניים עולה שניתן להבחין בין שני משטרי 

מדיניות:‏ בתקופת הדיסאינפלציה הגיבה ריבית בנק ישראל על סטיות הנובעות 

ממשוואת פערי התשואות בתוך כ-‏‎8‎ חודשים,‏ ואילו לגבי התקופה שלאחר שנת 

לא ניתן לדחות את ההשערה כי התגובה הייתה איטית יותר.‏ 

עבודה זו מתקשרת למחקרים רבים שבדקו קשרי טווח ארוך של שוויון כוח 

הקנייה.‏ מחקרים רבים שוללים את שוויון כוח הקנייה,‏ ואילו אחרים מוצאים לו 

בסכמם את מצב המחקר,‏ מוצאים כי מרבית 

תימוכין.‏ 

המחקרים שנערכו בשנים האחרונות מצביעים על קשר ארוך טווח של שוויון כוח 

הקנייה בין משקים מפותחים.‏ עם זאת,‏ עדיין נדרש מחקר נוסף כדי להבין את 

הדינמיקה של הטווח הקצר ואת תהליכי ההתכנסות של שער החליפין לשיווי משקל 

של הטווח הארוך.‏ 

הספרות על שוויון שיעורי הריבית רחבה אף היא.‏ בסקירת מצב המחקר בתחום זה 

נמצא שלא ניתן לאשש אמפירית את שוויון שיעורי 

הריבית הלא מכוסה .(UIP) אחת הבעיות האמפיריות היא,‏ שהריביות מקיימות תהליך 

סטוכסטי של מהלך מקרי ‏(שורש יחידתי),‏ ועל כן יש לערוך את הבדיקות האמפיריות 

טוענים שיש להבחין בין 

על ידי מבחני קואינטגרציה.‏ 

משטרים שונים של שערי חליפין ובין סוגים שונים של מדיניות מוניטרית.‏ בבדיקה של 

.(fundamentals) 

2000 

.2005-1996 

(reduced form) 

(1997) Siklos and Granger 

,(2002) Sarano and Taylor 

(1990 

,Froot and Thaler)


10 

שוויון שיעורי הריבית הלא מכוסה בין ארה"ב לקנדה הם מראים שכאשר בשני 

המשקים שררה אותה מדיניות מוניטרית נמצא יחס קואינטגרטיבי בין הריביות של 

טוענים שמבחני הקואינטגרציה של אנג'ל 

שניהם.‏ 

וגרנג'ר נוטים לדחות קואינטגרציה עבור .UIP לדבריהם,‏ אם משתמשים במבחן 

ניתן למצוא קואינטגרציה בין שיעורי הריבית של אנגליה לאלה של ארה"ב.‏ 

גישה נוספת בספרות האמפירית של שוויון שיעורי הריבית מתמקדת באמידת 

הקשר תוך שימוש בריביות ארוכות יותר מאלו שנאמדו בספרות הקודמת,‏ בהגדרות 

ואיגרות בעלות אותו מח"ם)‏ ובמשתני עזר 

שונות של איגרות החוב 

אומדים משוואות קואינטגרציה 

של ריביות על איגרות חוב ארוכות טווח ‏(בעלות מח"ם של ומראים שלא 

ניתן לדחות את קיומו של שוויון שיעורי הריבית הלא מכוסה.‏ 

אחת הבעיות העיקריות במציאת קשר בין מחירי נכסים פיננסיים ‏(שיעורי ריבית,‏ 

שערי חליפין ועוד)‏ למשתנים בסיסיים בכלכלה היא שמרבית הנכסים מקיימים מהלך 

המתבטא סטטיסטית בקיומו של שורש יחידתי כצפוי 

מקרי 

לפי התיאוריה המימונית,‏ ואילו משתנים כלכליים אמורים לבטא ערכים של שיווי 

משקל ‏(התכנסות).‏ כך,‏ למשל,‏ בעולם של יציבות מחירים שוויון כוח הקנייה גוזר 

יציבות ‏(סטציונריות)‏ גם על שער החליפין,‏ שהוא נכס האמור לקיים מהלך מקרי 

ניסו להתמודד עם בעיה זו.‏ הם מציעים 

‏(שורש יחידתי).‏ 

כמה פתרונות אפשריים לפרדוקס:‏ ייתכן שהמשתנים המקרו-כלכליים מקיימים אף הם 

שורש יחידתי ‏(אינם מתכנסים במהירות לשיווי משקל);‏ ייתכן שהזעזועים מקיימים 

שורש יחידתי ‏(כלומר אינם מתפלגים בהתאם להנחות של מודל הרגרסיה הקלאסי);‏ 

ייתכן גם ששער הניכיון הסובייקטיבי של הפרטים קרוב ל-‏‎1‎‏.‏ אף שהממצאים 

במאמרם אינם חזקים,‏ הם אינם דוחים את ההשערה כי הערכים הבסיסיים קשורים 

בהתפתחות שער החליפין,‏ אך קוראים למחקר נוסף בכיוון זה.‏ אנו מקווים כי המחקר 

שלנו מחזק את הגישה הבסיסית של 

הפרק השני בעבודה מציג את המודל הגוזר את משוואת שוויון שיעורי הריבית של 

משק קטן ופתוח,‏ בהנחת שנאת סיכון של הפרטים.‏ הפרק השלישי מציג את הנתונים 

שבהם השתמשנו באמידה הסטטיסטית.‏ הפרק הרביעי מציג את התוצאות.‏ הפרק 

החמישי מנתח באופן אמפירי את תגובת בנק ישראל על סטיות ממשוואת הטווח 

הארוך שהוצגה בפרק השני.‏ הפרק השישי מוקדש לסיכום ומסקנות.‏ 

,F 

,I(1) 

5 שנים),‏ 

(2005) Kanioura and Turner 

Zero coupon) 

(2001) Chinn and Meredith 

.(2005) Engel and West 

(2005) Engel and West 

.(2001 ,Alexius) 

,(random walk) 

התיאורטית המסגרת 

.2 

בחלק זה של העבודה נגזור את משוואת שוויון שיעורי הריבית של משק קטן ופתוח 

בהנחות של פרטים שונאי סיכון ושוני בהעדפות בין המשקיעים המקומיים לזרים.‏ אנו

11 


מניחים גם הבדלים 

למרכזים פיננסיים.‏ 

במידת הנזילות של 

השווקים 

הפיננסיים 

ובין 

משקים מתפתחים 

:U 

א.‏ התשואות הריאליות מהשקעה באיגרות חוב של ארה"ב ובמק"ם לשנה 

נפריד בין שני סוגי משקיעים:‏ 

אמריקאי או ישראלי המחזיק את נכסיו בדולרים.‏ משקיע זה,‏ המשקיע 

משקיע 

באג"ח של ארה"ב לשנה,‏ צופה תשואה ריאלית,‏ ששווה לתשואת אג"ח של 

ארה"ב לשנה בניכוי האינפלציה הצפויה בארה"ב:‏ 

(2.1) 

r 

, 

= 

UU T U 

−π 

e 

U 

, 

r UU 

משקיע זה יכול להשקיע במק"ם בישראל וצופה תשואה ריאלית,‏ השווה 

לתשואת המק"ם בניכוי הפיחות הצפוי בשקל מול הדולר ובניכוי האינפלציה הצפויה 

בארה"ב:‏ 

(2.2) 

r UI 

r 

UI 

= T 

I 

− e 

e 

− π 

e 

U 

:I 

ישראלי המשקיע במק"ם וצופה תשואה ריאלית,‏ 

משקיע 

המק"ם בניכוי האינפלציה הצפויה בישראל:‏ 

, r II 

e 

I 

השווה לתשואת 

(2.3) 

, 

r 

= 

II T I 

− π 

משקיע זה,‏ המשקיע באג"ח של ארה"ב לשנה,‏ צופה תשואה,‏ השווה 

לתשואת אג"ח של ארה"ב בתוספת הפיחות בשקל מול הדולר ובניכוי האינפלציה 

הצפויה בישראל:‏ 

ב.‏ פער התשואות המבוקש על ידי המשקיע 

(2.4) 

r IU 

r 

IU 

= T 

U 

+ e 

e 

− π 

e 

I 

(1) 

התועלת ופונקציית 

המשקיע העדפות 

ברור כי התועלת והסכום שהמשקיע יקבל בפועל בכל אחד מהאפיקים האלה 

מושפעים מגורמים נוספים אי-הוודאות לגבי התזרים העתידי,‏ רמת הנזילות 

של הנכס,‏ הקובעת את הפרמיה בגין מימושו,‏ זמינות המידע למשקיע,‏ העדפת 

שבה המשתנים השונים מופיעים בפונקציית 

הביתיות 

התועלת של המשקיע.‏ בניסיון להתחקות אחר הגורמים המשפיעים על פערי התשואות 

לאיגרות חוב קצרות בישראל ‏(מק"ם 

בין אג"ח קצרות בארה"ב 

לשנה)‏ ננתח את התשואות הצפויות,‏ שהוצגו לעיל,‏ תוך שילובן במסגרת של מודל 

– ביניהם 

bias) ,(home וכמובן הצורה 

(Treasury Bills) 

.CAPM 

תועלתו של המשקיע מושפעת חיובית מהתשואה 

בהשקעה 

( + ) ( −) 

:(1988 ,Dornbusch) 

ושלילית מהסיכון הכרוך 

U 1 

′ > 0, 

U 2′ 

< 

0 , U = u( 

r , V ( r))


12 

התשואות בפועל שהמשקיע יקבל ייקבעו בהתאם למצב המשק ביום הפירעון.‏ כדי 

ליצור מסגרת מושגית הניתנת לניתוח אנליטי,‏ נשתמש בהנחת הציפיות הרציונליות,‏ 

שלפיה תוחלת ערכי המשתנים החזויים שווה לתוחלת התחזיות עליהם,‏ ואלו 

מתפלגות התפלגות נורמלית:‏ 

e 

U 

e 

π N( 

π , ) , e N( 

e , σ ) , π N( 

π , ) 

σ π 

~ U e 

U 

e e 

~ e 

e e 

I ~ I σ π 

e 

U 

e 

U 

הערכים בסוגריים הם פרמטרים.‏ 

למשקיע אפשרות להשקיע בשוק המקומי או בשוק חו"ל.‏ בניתוח זה נדון בשני 

שווקים – שוק המק"ם ושוק האג"ח האמריקאיות – ובשני סוגי משקיעים:‏ משקיע 

ה"חושב"‏ בשקלים ומשקיע ה"חושב"‏ בדולרים.‏ 

המשקיע האמריקאי והמשקיע הישראלי מפזרים את תיק הנכסים שלהם בין 

השקעה במק"ם בישראל ובין השקעה באג"ח של ארה"ב.‏ לצורך הדיון נשווה בין 

אג"חים עם אותו מח"ם – שנה.‏ 

מנוהלים בדולרים שנכסיו 

פער התשואות המבוקש על ידי המשקיע חישוב 

(2) 

התשואה של המשקיע האמריקאי המשקיע באג"ח של ארה"ב לשנה:‏ 

r 

= 

UU T U 

− π 

התשואה של המשקיע האמריקאי המשקיע במק"ם בישראל לשנה:‏ 

r 

UI 

= T 

I 

− e 

e 

− π 

e 

U 

– X שיעור ההשקעה במק"ם.‏ 

r 

U 

= (1 − x) 

⋅( 

T 

U 

e 

U 

−π 

) + x ⋅( 

T 

I 

− e 

e 

−π 

e 

U 

) 

e 

⇒ E( rU 

) = rU 

= (1 − x) 

⋅( 

TU 

−π 

U ) + x ⋅( 

TI 

− e −π 

U − LI 

−θ 

− HU 

) 

L I 

e 

e 

נניח כי הנזילות בשוק איגרות החוב של ארה"ב מלאה ‏(בעת מימוש הנכס לא צפוי 

הפסד כספי בגלל העדר נזילות בשוק)‏ וכי אין סיכון מדינה.‏ לעומת זאת ההשקעה 

באיגרות חוב בישראל טומנת בחובה הפסד צפוי בעת מימוש הנכס,‏ הפסד הנובע 

θ מייצגים את תוחלת ההפסד 

מנזילות נמוכה ‏(יחסית),‏ 

ביום המימוש בגין העדר נזילות וסיכון המדינה.)‏ אל שני גורמים אלה חובר לטענתנו 

גורם נוסף:‏ העדפת הביתיות:‏ המשקיע האמריקאי רואה את התשואה בשוק הישראלי 

בממוצע,‏ כנמוכה יותר מפני נטייתו להשקיע ‏"בבית".‏ גורם זה נסמן ב–‏ לשם 

הפשטות נניח כי הנזילות,‏ סיכון המדינה והעדפת הביתיות ידועים וקבועים בעת 

ההחלטה ‏(לשנה הקרובה–אופק ההשקעה שבדיון זה).‏ 

. 

H U 

, 

L I 

) .θ 

, ומסיכון מדינה –

13 


⇒ V ( r 

U 

e 

) ( ) 

2 e 

2 e 

= V π U + x ⋅V 

( e ) + (2x 

− x ) ⋅ cov( e , π 

e ) U 

המשקיע מביא את התועלת U למקסימום על ידי בחירת החלוקה האופטימלית בין 

השקעה באיגרת חוב מקומית להשקעה במק"ם:‏ 

U ′ = U ′ ⋅ 

x 

U ′ ⋅ 

2 

e 

e e 

[ − ( T − π ) + ( T − e − π − L − θ − H )] 

1 

U U 

I 

U I 

e 

e e 

[ 2 x ⋅ V ( e ) + ( 2 − 2 x ) ⋅ cov( e , π 

U 

)] = 0 

בכפיפות ל–‏x האופטימלי שבחר המשקיע,‏ פער התשואות בין מק"ם לאג"ח של 

ארה"ב לשנה שהוא ידרוש:‏ 

e 

2 e 2 

e e 

( T −T 

) = e + L + θ + H − ⋅ 2x 

⋅V 

( e ) − ⋅(2 

− 2x) 

⋅cov( 

e , π ) 

I 

U 

U 

I 

U 

U ′ 

U ′ 

1 

מבדיקות אמפיריות עולה כי השונות המשותפת של האינפלציה בארה"ב והשינוי 

הצפוי בשער החליפין שקל-דולר שואפת לאפס.‏ לפיכך הפרש התשואות המבוקש על 

ידי המשקיע הדולרי הוא:‏ 

(2.5) 

ככל שהפיחות הצפוי בשקל,‏ פרמיית הנזילות בשוק המק"ם הישראלי,‏ סיכון 

המדינה והעדפת הביתיות של המשקיע האמריקאי גבוהים יותר,‏ יידרש פער תשואות 

גבוה יותר בין המק"ם לאיגרת חוב של ארה"ב לשנה.‏ גם לאי-הוודאות לגבי השינוי 

הדבר נובע 

הצפוי בשער החליפין שקל-דולר תרומה חיובית לפער 

מההשפעות הזהות של האינפלציה בארה"ב ושל פיחות השקל על התשואה הריאלית 

של המשקיע האמריקאי.‏ 

.(U ′ U ′ 

2 1 < 

0 ) 

U ′ 

U ′ 

e 

2 e 

( T −T 

) = e + L + θ + H − ⋅ 2x 

⋅V 

( e ) 

I 

U 

U 

I 

U 

U ′ 

U ′ 

1 

פער התשואות המבוקש על ידי המשקיע אשר נכסיו מנוהלים בשקלים חישוב 

התשואה של המשקיע הישראלי המשקיע באג"ח של ארה"ב לשנה:‏ 

1 

U 

+ 

U 

(3) 

r 

= 

II T I 

− π 

e 

I 

r 

IU 

= T 

U 

+ e 

e 

− π 

e 

I 

התשואה של המשקיע הישראלי המשקיע במק"ם לשנה:‏ 

– z שיעור ההשקעה באג"ח של ארה"ב.‏ 

תשואת המשקיע הישראלי:‏ 

r 

I 

= (1 − z) 

⋅( 

T 

e 

I 

e 

I 

−π 

) + z ⋅( 

T 

U 

+ e 

e 

e 

I 

−π 

) 

⇒ E( rI 

) = rI 

= (1 − z) 

⋅( 

TI 

−π 

I − LI 

−θ 

) + z ⋅( 

TU 

+ e −π 

I − H I ) 

e 

e


14 

בגלל העדר נזילות מלאה בשוק המק"ם הישראלי,‏ מימוש הנכס עשוי להיות כרוך,‏ 

כאמור,‏ בהפסד,‏ המיוצג על ידי המדד לנזילות בשוק המק"ם בישראל – 

בישראל כרוכה גם בסיכון מדינה,‏ המיוצג ב–‏ θ. העדפת הביתיות של המשקיע 

הישראלי מסומנת ב–‏ ומנוכה מתוחלת התשואה הצפויה מהשקעה בארה"ב 

. ההשקעה 

. 

3 

L I 

H I 

e 2 e 

e e 

⇒ V ( rI 

) = V ( π I ) + z ⋅V 

( e ) − 2z 

⋅ cov( e , π I ) 

המשקיע את התועלת למקסימום על ידי בחירת החלוקה האופטימלית בין 

השקעה באג"ח של ארה"ב להשקעה במק"ם:‏ 

U 

U ′ = ′ ⋅ ⎡ 

x U1 

− ( TI 

⎢⎣ 

+ U ′ ⋅ ⎡ 

2 2z 

⋅V 

( e 

⎢⎣ 

e 

−π 

e 

I 

− L 

) − 2⋅cov( 

e 

I 

−θ 

) + ( T 

e 

e 

, π ) ⎤ 

I 

⎥⎦ 

U 

+ e 

e 

−π 

e 

I 

− H 

תחת ה–‏z האופטימלי שבחר המשקיע,‏ פער התשואות בין מק"ם 

ארה"ב לשנה שהוא ידרוש:‏ 

לאג"ח של 

I 

) ⎤ 

⎥⎦ 

e 

2 e 2 e e 

( T −T 

) = e + L + θ − H + 2⋅ 

⋅ z ⋅V 

( e ) − 2⋅ 

⋅cov( 

e , π ) 

I 

U 

I 

I 

לפי ה-‏PPP היחסי,‏ ניתן להניח כי הפיחות הצפוי שווה להפרשי האינפלציות,‏ 

ולפיכך:‏ 

כלומר:‏ 

השונות המשותפת של 

האינפלציה בארה"ב והפיחות הצפוי,‏ כפי שטענו לעיל,‏ שואפת לאפס.‏ משמע שנוכל 

. את פער התשואות ניתן לכתוב כך:‏ 

להניח כי מתקיים:‏ 

(2.6) 

. cov( e 

e 

e 

I 

I 

, π ) = cov( e 

U ′ 

U ′ 

e 

1 

, e 

e 

e 

e 

U 

e 

e 

− π ) = V ( e 

e 

I 

cov( e , π ) = V ( e 

e 

2 

e 

( T −T 

) = e + LI 

+ 2⋅ 

⋅( 

z −1) 

⋅V 

( e ) + θ − H I 

I 

U 

I 

U ′ 

U ′ 

1 

e 

U ′ 

U ′ 

1 

e 

U 

e 

+ π = π 

) 

e 

I 

e 

U 

) − cov( π , e 

לכן מקדם אי-הוודאות לגבי שער החליפין מקבל ערך 

חיובי.‏ לכאורה היה צפוי שלאי-הוודאות לגבי שער החליפין תהיה השפעה שלילית על 

של משתנה זה על 

השלילית מפני ההשפעה התשואה העודפת הנדרשת ממק"ם,‏ הסיבה לקבלת ערך חיובי נעוצה 

של ארה"ב;‏ באיגרת חוב התועלת מהשקעה בהשפעתה השלילית של האינפלציה המקומית על תשואת המק"ם – תוצאת השפעתה 

באיגרות חוב 

על התועלת מהשקעה השלילית של אי-הוודאות האינפלציונית מקומיות.‏ 

.U 2 

′ U1′ 

< 0,( z −1) 

< 0 

I 

e 

) 

רמת אי-ההעדפה של המדינה הזרה שונה ממדינה למדינה,‏ ולכן יש להסתכל על היחס שבינה לבין העדפת 

הביתיות.‏ העדפת הביתיות המוצגת כאן מייצגת יחס זה.‏ 

3

15 


המשקיעים השונים בשווקים מפגש 

(4) 

, 

U 

כעת נניח כי שיעור המשקיעים מסוג הוא ושיעור המשקיעים מסוג הוא 

בשיווי משקל בשוק המק"ם נקבל את פערי התשואות בין מק"ם לשנה 

לאיגרת חוב של ארה"ב לשנה כממוצע משוקלל בין הפערים הנדרשים על ידי שני 

סוגי המשקיעים.‏ 

I 

ρ 

4 

. 1 − ρ 

T 

I 

U 

( T I − T U ) U 

+ ( 1 − ρ ⋅ ( T I − T U ) I 

− T = ρ ⋅ 

) 

(2.7) 

⇒ T 

I 

−T 

U 

= e 

+ θ − H ρ ρ 

1444 

I (1 − ) + H 

2444 

U3 

α + ε 

0 

e 

+ V ( e 

e 

U 2′ 

) ⋅ 2⋅ 

((1 − ρ) 

⋅( 

z −1) 

− ρ ⋅ x) 

+ L 

U ′ 

141 

4444 244444 

3 

α 

2 

I 

(2.8) 

paar 

( σ 

e 

) + α 

3 

⋅lt 

ε 

t 

α α α 

+ 

e 

t 

= 

0 

+ 

1 

⋅ e + 

2 

⋅ 

t−1 

−1 

, 

5 

2.8 

ממשוואה 2.8 עולה כי הפער המתבקש בין תשואת המק"ם לשנה לתשואת אג"ח 

אמריקאית לשנה הוא פונקציה של הפיחות הצפוי,‏ האינפלציה הצפויה,‏ חוסר הוודאות 

בשער החליפין סיכון המדינה,‏ ההפרש בין רמות הנזילות של ארה"ב לזו של ישראל 

ופערי העדפת הביתיות.‏ 

האמפירית המסגרת 

.3 

משוואה מציגה את הקשר התיאורטי בין פערי התשואות של מק"ם ואג"ח של 

ארה"ב למשתנים כלכליים והיא מייצגת קשר של הטווח הארוך,‏ שבו פער התשואות 

הוא פונקציה ליניארית של פרמיית הסיכון,‏ השינוי הצפוי בשער החליפין,‏ סיכון שער 

החליפין ופרמיית נזילות.‏ שאריות המשוואה,‏ מייצגות את הסטיות מהקשר של 

הטווח הארוך,‏ ולכן משמשות אומד לסטיות מקריות ולזעזועים של הטווח הקצר 

בסיכון המדינה,‏ להעדפת הביתיות ולשאר הפרמטרים הקבועים.‏ כדי לאמוד את 

המשוואה עלינו להשתמש במשתנים הנמדדים בפועל בשווקים הפיננסיים.‏ בסעיף זה 

נגדיר את המשתנים שבהם נשתמש במהלך האמידה,‏ ונציין את מקורותיהם.‏ 

,ε t 

4 

נזכיר שוב כי זה אינו בהכרח ההרכב בפועל.‏ לעצם נוכחותם של משקיעים מסוג בשוק עשויה להיות 

השפעה חזקה על ההתנהגות של שאר השוק.‏ 

5 

קביעת המקדם של משתנה זה כערך קבוע טומנת בחובה כמה הנחות.‏ הראשונה:‏ בתקופת המדגם שיעור 

ההשקעה של תושבי חוץ במק"ם מתוך סך נכסיהם היה זניח ‏(שואף לאפס)‏ וכנגד זאת,‏ שיעור ההשקעה של 

תושבי ישראל באיגרות חוב של ארה"ב מנכסיהם המושקעים באיגרות חוב זניח אף הוא ‏(שואף לאפס).‏ 

ההנחה השנייה:‏ פונקציית התועלת של הפרט מקיימת מקדם שנאת סיכון קבוע;‏ משמע שבמקרה שלנו הערך 

קבוע.‏ 

U 

(x) 

(z) 

U ′ ′ 

2 U 1


16 

א.‏ הנתונים בבסיס האמידה 

(1) 

הצפוי הפיחות 

בטווח הקצר הפיחות הצפוי מושפע ממשתנים רבים.‏ מציאת אומדן טוב לפיחות 

העתידי היא מלאכה מורכבת,‏ שפרנסה מחקרים רבים,‏ אשר בסופם לא היה ניתן 

להצביע על משתנה זה או אחר,‏ היכול 

הכט,‏ חיים ושרייבר,‏ ועוד).‏ גם ציפיות רציונליות כדוגמת ציפיות החזאים או 

הציפיות הנגזרות משוק ההון,‏ וכן ציפיות אדפטיביות,‏ הניבו ביצועים חלשים יחסית 

‏(שרייבר ובניטה,‏ בעבודה זו בחרנו להשתמש בפיחות הצפוי הנגזר מה–‏PPP 

היחסי.‏ לפי גישה זו,‏ הפיחות במטבע של מדינה A ביחס למטבע של מדינה B מתקבל 

כהפרש בין האינפלציה במדינה A לאינפלציה במדינה B ‏(או ייסוף במקרה של הפרש 

שלילי).‏ מאחר שאנו מעוניינים בחיזוי הפיחות,‏ נשתמש בפערי הציפיות לאינפלציה 

כאומדן לפיחות הצפוי.‏ כדי לבדוק את ההצדקה לשימוש באומדן זה נערוך מבחני 

קואינטגרציה לקיומו של קשר זה.‏ 

בהתבסס על היחסי,‏ נחשב את הפיחות הצפוי כפער בין תחזיות 

האינפלציה בישראל לאלו בארה"ב.‏ הציפיות לאינפלציה בישראל מחושבות משוק 

ההון דרך הפער בין אג"ח לא-צמודות לאג"ח צמודות בעלות מח"ם של שנה.‏ 

הציפיות לאינפלציה בארה"ב מתבססות על הציפיות שנאמדו באוניברסיטת מישיגן.‏ 

הפיחות הצפוי מחושב כך:‏ 

לשמש אומדן טוב al.) ,Fisher and ;1990 

PPP 

2002 

e 

e e 

( e t = 2 ~ 13t 

= 1) = ( π 

I 

) − ( π 

U 

) 

t t 

t 

.(2005 

:PPP 

הנזילות אפקט 

(2) 

בדומה לרמת סיכון המדינה ובשונה מהפיחות הצפוי ומאי-הוודאות לגבי שער 

החליפין,‏ ההעדפה הבסיסית של המשקיעים,‏ כפי שהיא מתבטאת בפונקציית התועלת,‏ 

מתחשבת במבנה השווקים.‏ לפיכך אנו מעוניינים במדד המייצג את הרמה המבנית של 

הנזילות שהסטיות ממנה הן טרנזיטוריות.‏ נזילות גבוהה מאפשרת למשקיע לממש את 

נכסיו במחיר הקרוב ביותר למחיר הנכס לפני המימוש.‏ לכן לרמת התנודתיות בנכס,‏ 

לגובה המחזור בו ולשווי השוק ‏(בצד פרמטרים נוספים שלא הוזכרו)‏ יש השפעה רבה 

על רמת הנזילות.‏ 

רמת הנזילות של שוק המק"ם השתפרה בשנים האחרונות,‏ ולכן לא ניתן להניח כי 

α, 0 והשינויים ביחס לקבוע הם טרנזיטוריים.‏ 

חלקה הבסיסי בפער הוא חלק מהקבוע 

לפיכך,‏ אם נניח כי רמת הנזילות של שוק האג"ח האמריקאי היא הגבוהה ביותר,‏ נוכל 

להשתמש במדד הנזילות של ישראל כמשתנה ‏"פערי הנזילות".‏ 

הנזילות כשלעצמה אינה נצפית,‏ ולכן דרושים מדדים לחישוב רמתה.‏ נסתייג ונציין 

מצביע על קושי במדידת הנזילות:‏ ממדדים שונים לנזילות עשויות 

כי 

(1996) Black

17 


להתקבל תוצאות מנוגדות.‏ יחד עם זאת,‏ המדד המקובל ביותר לנזילות הוא מירווחי 

ה-‏Bid-Ask‏.‏ לגבי איגרות חוב מדד מקובל נוסף הוא הפער בין שתי איגרות בעלות 

אולם בישראל לא ניתן 

אותו מח"ם ורמות נזילות שונות 

לחשב אף אחד מהמדדים האלה על פני המדגם שלנו.‏ לפיכך בחרנו להשתמש במדדים 

שבחן את 

המוגדרים יותר כמדדים לעומק השוק,‏ שכן לדברי 

התנהגותם של מדדים שונים לעומק ונזילות בשוק איגרות החוב בארה"ב,‏ יש מיתאם 

גבוה בין מדדי עומק למדדי הנזילות שהוזכרו לעיל.‏ המשתנים העיקריים שעליהם 

מתבססים מדדי העומק הם התנודתיות במחירי הנכס,‏ המחזור ומהירות המחזור.‏ 

הרעיון המרכזי העומד בבסיסם של מדדים אלו הוא היחס בין התנודתיות במחיר הנכס 

למחזור או למהירות המחזור.‏ השוק עמוק יותר ככל שיחס זה נמוך יותר;‏ משמע,‏ 

שלתנודתיות גבוהה צריך להתלוות מחזור ער,‏ שיפצה עליה.‏ 

המתקבל לאחר חלוקה 

עם מדדי העומק נמנים 

של השינוי היומי במחיר המניה במחזור היומי בה;‏ ‏"מדד 

שבדומה ל"מדד מתקבל לאחר חלוקה של השינוי במחיר המניה בעסקה 

בודדת בשווי העסקה,‏ ו"מדד המחלק את ההפרש בין המחיר המרבי למחיר 

המזערי בחמשת הימים האחרונים,‏ ואת התוצאה הוא מחלק במהירות המחזור 

הממוצעת באותם ימים.‏ 

בעבודה זו משתנה הנזילות הוא אחד הגורמים העשויים להשפיע על התועלת של 

הפרט השוקל להשקיע במק"ם בישראל.‏ סביר כי משקיע כזה יבחן את הנזילות 

בראייה ארוכת טווח,‏ ולא ברמה היומית,‏ כפי שהיא משתקפת במדדים שהוזכרו.‏ לשם 

הערכת רמת הנזילות ארוכת הטווח של שוק המק"ם ובכפיפות למגבלה של העדר 

נתוני מסחר מפורטים,‏ נשתמש במדד המשלב בין תנודתיות התשואות הגלומות 

במק"ם למהירות המחזור ומתבסס על 250 ימי העסקים האחרונים ‏(כשנה):‏ 

,(2003) 

‏(למשל ,Amihud .(1991) 

Fleming 

‏"מדד ,Amihud) "ILLIQ ,(2002 

,(1985 ,Kyle )"Kyle 

"ILLIQ 

,"Hui 

(3.1) 

L 

τ 

σ ( r 

= 

⎛ 

⎜ 

⎝ 

τ τ = 0~ −249 

−249 

∑ 

s= 

0 

C 

τ −s 

) / r 

⎞ 

⎟ / O 

⎠ 

τ τ = 0~ −249 

τ τ = 0~ −249 

σ 

6 

τ 

כאשר הוא אינדקס ליום עסקים,‏ מציין את סטיית התקן,‏ r מציין את התשואה 

הגלומה במק"ם ‏(מחושבת כממוצע משוקלל ביתרה בשוק של כל סוגי 

מציין את המחזור היומי במק"ם,‏ ו–‏ מציין את היתרה הממוצעת בשוק ב-‏‎250‎ 

הימים האחרונים.‏ מאחר שהמדגם שלנו מתבסס על נתונים חודשיים,‏ ביצענו המרה 

ממדד יומי למדד חודשי באמצעות ממוצע חשבוני פשוט.‏ את התוצאה נסמן ב–‏ 

המק"ם),‏ C 

. 

L t 

O τ 

6 

תכלית המק"ם,‏ ככל אג"ח אחרת,‏ היא התשואה שהיא מקנה.‏ לפיכך,‏ חשיבותו של השינוי במחיר המק"ם היא 

לדעתנו,‏ משנית לתשואה הגלומה באיגרת.‏

א(‏ 

ב(‏ 


18 

. L t 

.3.1 

הנזילות בשוק המק"ם:‏ כאומדן לרמת הנזילות בשוק המק"ם נשתמש במדד 

הנזילות שהוצג במשוואה מדד זה מתבסס על כל שוק המק"ם ומחושב על סמך 

כל המק"מים שהמח"ם שלהם בין חודש ל-‏‎12‎ חודשים.‏ העדפת מדד נזילות המתבסס 

על כלל השוק ולא על מק"ם לשנה בלבד נובעת משתי סיבות עיקריות:‏ נתונים 

הלקוחים מכל שוק המק"ם כיחידה אחת מכילים,‏ מטבע הדברים,‏ פחות הפרעות 

סטטיסטיות הנובעות משגיאות מדידה וכד'.‏ נזילות שוק המק"ם כיחידה אחת 

מתאימה יותר לתיאור המצב המבני של הנזילות.‏ 

שער החליפין סיכון 

(3) 

( 

( 

לאמידת חוסר הוודאות בשער החליפין בחרנו להשתמש בסטיית 

התקן הגלומה בשוק האופציות על הדולר.‏ לחלופין ניתן להשתמש בסטיית התקן 

בפועל של שער החליפין.‏ הבחירה נבעה מהרצון להשתמש בציפיות השחקנים בשוק 

ההון ציפיות שיכולות,‏ בטווח הקצר,‏ לסטות מאי-הוודאות בפועל.‏ לפי בדיקות 

שנעשו בישראל ‏(בניטה ושרייבר,‏ סטיית התקן הגלומה מתאפיינת ברכיב 

אוטורגרסיבי משמעותי,‏ המחליש את האפשרות לחזות את סטיית התקן של שער 

החליפין בפועל על סמך סטיות התקן הגלומות.‏ מבחינתנו אין בכך חסרון,‏ משום 

שמדובר בקיומו של שורש יחידתי במשתנה סטיות התקן הגלומות,‏ הבא לחזות את 

פער התשואות,‏ שגם הוא בעל מאפיינים סטוכסטיים דומים.‏ 

(2003 

:STD_GLUM 

– 

התשואות פערי 

(4) 

לשנה.‏ נבהיר כי תשואת 

:PAAR הפרש התשואות בין המק"ם לשנה 

המק"ם מתואמת רק באופן חלקי עם ריבית בנק ישראל,‏ עובדה המאפשרת לנו 

להשתמש בפער בינה לבין תשואת שטרי אוצר של ארה"ב לשנה כאינדיקטור של 

השווקים.‏ באיור עקום ההפרש בין ריבית בנק ישראל לתשואת המק"ם לשנה.‏ 

השימוש בסדרה זו אינו שקול לשימוש בריבית בנק ישראל,‏ משום שלאורך זמן 

הסטיות מציר האפס היו חד-כיווניות.‏ ‏(הפער בין ריבית בנק ישראל לריבית המק"ם 

לשנה אינו מקיים תכונה של ‏"רעש לבן".)‏ עם זאת,‏ הפער מלמד על המדיניות שבנק 

ישראל נוקט בפועל,‏ ועל זו המשתקפת מהצהרותיו ומפעולותיו.‏ 

האמידה שיטת 

(5) 

ל-‏bill treasury 

5 מוצג 

כדי לבחור את שיטת האמידה יש לבדוק את המבנה הסטוכסטי של סדרות הנתונים.‏ 

כיוון שרוב המשתנים הפיננסיים מקיימים תהליך של מהלך מקרי,‏ יש להשתמש 

אנגל וגרנג'ר)‏ 

בשיטת הקואינטגרציה.‏ בעזרת מבחני קואינטגרציה 

נבדוק אם הקשר הנובע ממשוואה 2.8 אכן מתקיים במשק הישראלי.‏ קיומו של קשר 

זה מלמד שהמשוואה מתקיימת בטווח הארוך.‏ השאריות ממשוואת הטווח הארוך 

,Johansen Test)

19 


. 

7 

‏(שהן סטציונריות מתוקף קשר הקואינטגרציה)‏ הן סטיות קצרות טווח,‏ ולכן הן יכולות 

במשק 

בגין השקעה לשמש אומדנים לתוספת הפרמיות קצרות הטווח הנדרשות הישראלי 

ב.‏ התבוננות ראשונית בנתונים 

2.8 

רוב המחקרים העוסקים בשוויון שיעורי ריבית לא מכוסים מניחים פרמיית סיכון 

קבועה או אפסית.‏ ואכן,‏ הנחה זו סבירה באמידת משוואות אלו למדינות המפותחות.‏ 

לנוכח 

אמנם,‏ למשק הישראלי.‏ פרמיית סיכון קבועה אנו מניחים במשוואה אולם דירוג 

התהפוכות הרבות שהתחוללו במשק ניתן לשער שהנחה זו בעייתית ו-‏S&P נותר קבוע ב-‏‎10‎ השנים 

האשראי של ישראל מטעם חברות הדירוג העלתה את הדירוג במחצית השנייה של 

האחרונות.‏ רק חברת כמו כן ניתן להניח כי העדפת הביתיות נותרה אף היא ברמתה הבסיסית,‏ ללא שינוי 

נותרו קבועים.‏ על כן ניתן 

‏(משוואה בשנים האחרונות.‏ שני הפרמטרים לבטא אותם באמצעות הקבוע 

2000 ‏(איור 

– 

(2.7 

Fitch 

h ,θ 

α 0 במשוואה .2.8 

Moody's 

.(1 

7 

בשיטת הקואינטגרציה נבדק הקשר ארוך הטווח בין המשתנים,‏ ולכן אין התחשבות ברמת האנדוגניות של 

המשתנים המסבירים.‏ משמע שעבור מדגם אינסופי אנדוגניות בין המשתנים המסבירים לא אמורה להשפיע על 

אמידת קשר הקואינטגרציה.‏


20 

.2005:12-1996:01 

2 

בסיס הנתונים שהשתמשנו בו בעבודה זו הוא חודשי לתקופה 

מהתבוננות ראשונית בנתונים ניתן ללמוד על המגמות של המשתנים המסבירים.‏ איור 

מראה כי מגמת הירידה של פער התשואות מוסברת על ידי הירידה במגמה של 

הציפיות לפיחות ועלייה בנזילות של שוק המק"ם.‏ לעומת זאת,‏ עליית פער התשואות 

בתקופות המשבר,‏ והאינתיפאדה,‏ מוסברת בעיקרה בעליית אי-הוודאות,‏ 

המתבטאת בסטיית התקן הגלומה באופציות על הדולר.‏ 

1998 

מעניין כי כל משברי שער החליפין בתקופת המדגם ‏(עלייה של סטיית התקן 

הגלומה באופציות על הדולר)‏ היו מאופיינים במשברי נזילות,‏ הבאים לידי ביטוי 

בסטיות של מדד הנזילות מקו המגמה שלו.‏ כך אירע באוקטובר באוקטובר 

2000, עם פרוץ האינתיפאדה,‏ ובמארס-אפריל עם מבצע ‏"חומת מגן"‏ ‏(ולאחר 

הורדת הריבית על ידי הנגיד קליין).‏ נציין כי בתקופה הנחקרת הוכנסו בשליטה של 

בנק ישראל בשוק המק"ם שני שינויים חשובים,‏ שהשפיעו על רמת הנזילות בשוק זה 

אחד באוגוסט והשני בינואר שני שינויים אלו אמנם לוו בהפחתות 

ריבית,‏ שערערו את היציבות הפיננסית,‏ אולם בעקבותיהם השתפרה רמת הנזילות.‏ 

,1998 

,2002 

.2002 

1998 

–

21 


א.‏ 

משוואת הפיחות הצפוי (PPP) 

4. תוצאות 

האמידה 

תוצאות 

הנחת המודל היא,‏ כאמור,‏ שהשינוי הצפוי בשער החליפין נגזר בטווח הארוך 

ממשוואת שוויון כוח הקנייה.‏ נבדוק אם מתקיים במשוואה קשר קואינטגרציה:‏ 

(4.1) 

⎛ e 

⎜ 

⎝ e 

t= 

12 

1 

t=−1 

− 

e e 

( π 

I 

) − ( π 

U 

) ) 

t 

⎞ 

⎟ = α 

1 

⋅ 

+ µ 

⎠ 

t 

1 44 2443 

t 

PPP 

t 

תנאי לבדיקת קואינטגרציה בין משתנים הוא,‏ שהם אינם סטציונריים מאותה רמה.‏ 

שימוש במבחן ADF מלמד שהמשתנה ,PPP וכן השינוי בשער החליפין בפועל,‏ אינם 

סטציונריים,‏ ושניהם מקיימים שורש יחידתי בשלב ראשון נריץ משוואת 

פשוטה ‏(משוואה 4.2). 

OLS 

.I(1) 

(4.2) 

⎡et 

= 12 ⎤ 

⎢ −1⎥ 

= 0.967. pppt 

⎣ et 

= 1 ⎦ (0.20) 

T = 99 1996 : 01− 

2005 : 04 

,4.1 

בשלב שני נבדוק אם מתקיים קשר קואינטגרציה במשוואה וזאת בשתי דרכים 

– מבחן אנגל וגרנג'ר ומבחן ג'והנסן.‏ 

לפי מבחן אנגל וגרנג'ר,‏ עבור רמת מובהקות של בין ל-‏‎5‎ אחוזים מתקיים 

במשוואה האמורה קשר קואינטגרציה לפי מבחן ג'והנסן ההשערה כי אין קשר כזה 

נדחית ברמת מובהקות של 2.6 אחוזים.‏ 

משמעות התוצאה עבורנו היא,‏ שניתן להשתמש בקשר זה של PPP כאומדן לשינוי 

בשער החליפין.‏ באיור רואים את השינוי בשער החליפין של הדולר ב-‏‎12‎ החודשים 

הבאים יחד עם השינוי הצפוי הנובע ממשוואת ה-‏PPP‏.‏ כן רואים באיור זה את 

התכנסות השינוי הצפוי בשער החליפין למשוואת הטווח הארוך.‏ 

1 

. 

8 

3 

(1) 

ההתכנסות לטווח הארוך משך 

ברגרסיה של הטווח 

הכללת המשתנה 

מבטיחה התכנסות של פתרון הטווח הקצר 

הקצר ‏(משוואת הפרשים מסוג לקשר של הטווח הארוך שנמצא.‏ במילים אחרות:‏ אם אכן קיים קשר קואינטגרציה 

המעיד על קשר של הטווח הארוך,‏ אזי,‏ לפי אנגל וגרנג'ר,‏ משתנה ה–‏EC שמוכנס 

זו היא 

ומובהק.‏ המשמעות של טענה שלילי הקצר צריך להיות למשוואת הטווח ‏"תיקון הטעות"‏ EC) (Error Correction – 

(VAR 

8 

הפיגורים במבחן השורש היחידתי נבחרו לפי קריטריון שוורץ.‏


22 

שבטווח הקצר מתקיים תהליך התכנסות למשוואת הטווח הארוך.‏ ככל שמקדם ה-‏EC 

גבוה יותר בערך מוחלט ההתכנסות לטווח הארוך מהירה יותר.‏ 

בהכללת ה-‏EC במשוואת הטווח הקצר מקדם ה-‏EC מקבל את הערך 0.087821 

משמע שהחזרה לקשר של הטווח הארוך היא לאחר כ–‏‎12‎ חודשים.‏ 

.-0.087821 

ב.‏ משוואת הפער 

. 

9 

2.8 הפער 

במשוואה מוגדר כהפרש בין תשואת המק"ם לשנה לבין תשואת אג"ח של 

ארה"ב לשנה.‏ כנגד זאת,‏ המשתנים המסבירים הם משתנה הפיחות הצפוי,‏ שעבורו 

נשתמש ב-‏PPP‏,‏ משתנה חוסר הוודאות בשער החליפין,‏ שעבורו נשתמש בסטיית 

התקן הגלומה במחירי האופציות שקל-דולר,‏ ומשתנה פערי הנזילות,‏ שעבורו נשתמש 

במדד הנזילות שהוצג שם ‏(משוואה 3.1). 

כל המשתנים המופיעים במשוואה 2.8 אינם סטציונריים ומקיימים שורש יחידתי 

עובדה זו מאפשרת לנו לבחון קיומו של קשר ארוך טווח בין המשתנים 

באמצעות מבחני קואינטגרציה 

.I(1) 

9 

למרות הרושם שהאינפלציה בישראל הודברה בשנת 

ראו הנספח הסטטיסטי.‏ 

,2000 

.2005-2000 

המשתנים אינם סטציונריים גם בתקופת המשנה

23 


מבחני אנגל וגרנג'ר מצביעים על קיומו של קשר קואינטגרציה במשוואה 2.8. 

במשוואה ניתן לראות את המקדמים המתקבלים עבור משוואה באמצעות 

(4.3) 

2.8 

paar = 1.52+ 

0.73⋅ 

ppp 

T = 124 

t 

(0.450) 

(0.038) 

(0.064) 

1996 : 01− 

2006 : 04 

t 

e 

+ 0.17⋅σ 

+ 19.31⋅ 

L + u 

t 

(4.714) 

t 

t t 

4.3 

10 

רגרסית . OLS 

– 

(1) 

השונים להסבר פער התשואות המשתנים 

תרומת 

בסעיף זה ננתח את התרומות של המשתנים המסבירים להסבר פער התשואות.‏ לשם 

הבהרה,‏ בחרנו לחלק את תקופת האמידה לשתי תקופות משנה.‏ האחת – מ-‏‎1996‎ ועד 

שנת יכולה להיחשב כתקופת הדיסאינפלציה וכתקופה שבה עדיין שררו 

מגבלות על תנועות הון למשק הישראלי.‏ תת-התקופה השנייה – משנת יכולה 

להיחשב לתקופה של יציבות בקצב האינפלציה ופתיחות כמעט מלאה של המשק 

לתנועות הון 

התקופה 

– 2000 

לוח 1 

. 

11 

2000 

לוח 

תקופות לפי 

התשואות 

השונים על פערי המשתנים 

הממוצעת של ההשפעה 

הערכים הממוצעים של המשתנים בתקופת המדגם 

סטיית 

מדד 

מק ‏"ם 

התקן 

פער 

הנזילות 

ל 

הגלומה 


PPP 

0.075 

7.3 

PPP 

4.5 

7.6 

12- 

חודש 

12.9 

-1996.01 

1999.12 

התרומה הממוצעת לפער 

סטיית 

מדד 

התקן 


הגלומה 

1.45 

1.26 

1.34 

1.25 

1.22 

1.23 

3.29 

-0.65 

0.92 

0.065 

0.069 

7.1 

7.2 

-0.9 

1.24 

3.4 

5.1 

6.5 

9.0 

-2000.01 

2005.12 

-1996.01 

2005.12 

בלוח 1 ניתן לראות את השפעתו של כל אחד מהמשתנים על הפער בתת-תקופות 

של המדגם.‏ ראשית,‏ החותך שהתקבל במשוואה זו ‏(ראו לעיל)‏ מצביע על פרמיית 

הסיכון הבסיסית של ישראל,‏ אשר,‏ לפי תוצאות אלה,‏ עומדת על 1.52% בממוצע לכל 

10 

ייתכן שהנזילות מתואמת עם הציפיות לאינפלציה,‏ הבאות לידי ביטוי ב-‏PPP‏.‏ לפיכך אמדנו משוואה זו 

בשיטת שני שלבים,‏ שבאמצעותה הבאנו בחשבון את האפשרות כי חלק מהשינוי בנזילות אנדוגני לפער 

התשואות.‏ גם בשיטה זו,‏ לאחר שהוכנסו משתני עזר התופסים,‏ בין היתר,‏ את ההתפתחות הכלכלית בתקופת 

המדגם,‏ מתקבלות תוצאות דומות לאלה המוצגות במשוואה 

עם זאת יש לציין כי רק בינואר 2005 הושוו שיעורי המיסוי על השקעות בארץ ובחו"ל,‏ וכי ההשקעה של 

גופים שונים בניירות ערך זרים עדיין כפופה למגבלות.‏ 

.4.3 

11


24 

התקופה.‏ זאת אומרת שאם כל המשתנים במשוואת הפער יקבלו את הערך זהו פער 0, 

התשואות שיידרש.‏ פער זה ניתן לשייך לסיכוני מדינה וכד'‏ בהמשך תוצגנה שתי 

צורות אמידה שמטרתן להסיר את ההנחה שבבסיסה של משוואה אשר לפיה 

פרמיית הסיכון של ישראל,‏ בדומה לדירוג האשראי שלה,‏ נותרה יציבה לאורך כל 

תקופת המדגם.‏ 

תרומתו של שער החליפין הצפוי ‏(פער האינפלציה בין ישראל לארה"ב)‏ היא 

בעיקר בתקופת הדיסאינפלציה,‏ שבה הלך ופחת פער האינפלציות,‏ ואיתו הפיחות 

הצפוי ופער התשואות.‏ בתיאוריה,‏ כאשר פער האינפלציות הוא אפס ‏(בשיווי משקל 

של טווח ארוך),‏ נצפה כי גם תרומת משתנה זה להסבר הפער תהיה אפסית.‏ 

לסטיית התקן הגלומה באופציות על הדולר השפעה יציבה על פני תקופת המדגם.‏ 

פרמיית סיכון שער החליפין נראית קבועה ובעלת ערך לא מבוטל כשני אחוזים.‏ 

פרמיית הנזילות תרמה לירידת פער התשואות עקב השיפור בנזילות שוק המק"ם 

בתקופה הנחקרת.‏ נראה שגם תרומה זו יציבה בשתי תת-התקופות.‏ 

,2.8 

– 

. 

12 

(2) 

ההתכנסות לטווח הארוך משך 

,2.8 

כדי לבדוק את משך הזמן הדרוש לפער הנמדד מהשווקים להתכנס לפער הנובע 

נוספת,‏ שבה 

נאמוד משוואת תיקון טעות 

ממשוואה והמשתנים 

המשתנה המוסבר הוא השינוי בפער 

ועליהם 

המסבירים הם השינויים בפיגור של המשתנים המסבירים במשואה מקדם שלילי ומובהק לשגיאות הוא אינדיקטור 

נוספות השגיאות ממשוואה זו,‏ נוסף לקשר הקואינטגרציה,‏ וערכו מעיד על משך ההתכנסות לטווח הארוך.‏ 

במקרה שלנו נאמדה משוואה כנ"ל,‏ ומקדם השגיאות הוא מובהק ומקבל את הערך 

שתי תובנות חשובות עולות מתוצאה זו.‏ האחת – עדות נוספת לקיומו של 

– משך ההתכנסות לטווח הארוך 

הקשר ארוך הטווח העולה במשוואה 

מטבע הדברים,‏ הפער ששרר בפועל היה לעיתים מעל 

הוא כ–‏‎7‎ חודשים ולעיתים נמוך ממנו.‏ עם זאת,‏ 

הפער המתאים לטווח הארוך,‏ העולה ממשוואה באיור 4 ניתן לראות שבתקופה 1996 עד סוף 2001 הסטיות מהפער היו קטנות יחסית 

בפרק הבא 

וממושכות יותר.‏ וקצרות טווח.‏ החל מ-‏‎2001‎ נראה שהסטיות גדולות ‏(פרק 5) ננסה לקשור בין עובדות אלו למדיניותו של בנק ישראל.‏ 

(error correction) 

,( d paar) 

= paar t 

− paart 

,2.8 

( 

−1 ) 

,2.8 

2.8; השנייה 

. 

u t 

.(1/0.157) 

.-0.157 

12 

דירוג הסיכון של ישראל היה,‏ כאמור,‏ קבוע לאורך תקופת המדגם.‏ למרות זאת,‏ כאשר אומדים את המשוואה 

עבור תת-תקופות וכאשר מאלצים את משתנה שער החליפין לקבל את הערך 1 ‏(הנגזר מהתיאוריה),‏ ניתן לקבל 

הפרמיה הוא כ-‏‎3‎ אחוזים,‏ ואילו בתקופה 

שינוי בפרמיית הסיכון:‏ בתקופה 

הוא יורד לכדי 

2005-2000 

2000-1996 שיעור 

0.7 אחוז.‏

25 


(3) 

החליפין שער 

הטווח הארוך והשפעתה על מהקשר 

הסטייה מה 

הסטי 

הימצאותו של הפער בפועל מעל לפער המשתקף מקשרי הטווח הארוך משקפת סטייה 

של הטווח הקצר מתנאי שיווי המשקל.‏ במצב זה נצפה להשפעה של סטיות אלו על 

שער החליפין בטווח הקצר.‏ בפרט,‏ נצפה שבמקרה של סטייה חיובית בפער התשואות 

‏(בפרק הבא נרמוז על תרומתו האפשרית של בנק ישראל לתופעה זו)‏ ייוסף שער 

החליפין של השקל מול הדולר.‏ לשם בדיקת השערה זו אמדנו משוואה שבה המשתנה 

המוסבר הוא השינוי החודשי בשער הדולר מול השקל.‏ בצד המשתנים המסבירים 

הכנסנו את שגיאות משוואת הטווח הארוך,‏ תיקון בגין מיתאם סדרתי וכן חותך.‏ 

(4.4) 

∆e 

t 

= α 0 − α1 

⋅ ut 

+ α 2 ⋅ AR(1) 

4.5 

ממשוואה עולה כי סטייה חיובית,‏ למשל,‏ בין הפער בפועל לזה של הטווח 

הארוך,‏ פועלת לירידה של שער החליפין ולהפך.‏ צורת האמידה במשוואה היא 

אמנם מצומצמת,‏ אך המקדם השלילי של הסטייה מהפער של הטווח הארוך נשמר גם 

בצורות נוספות של אמידה 

4.5 

. 

13 

13 

השינוי החודשי בשער החליפין הוא סטציונרי,‏ ועל כן הוא באותה רמת אינטגרציה של הסטייה מהקשר של 

הטווח הארוך.‏ ראו נספח.‏


26 

(4.5) 

∆e 

t 

= 0.30− 

0.72⋅ 

u 

T = 122 

∆e 

t 

(0.18) 

(0.13) 

t 

+ 0.24 ⋅ AR(1) 

(0.092) 

1996: 01− 

2006: 04 

= 100 ⋅ ln( et 

/ et−1 

) 

DW = 1.84 

R 

2 

= 0.25 

הפער במשוואת 

הטרוסקדסטיות בחינת 

(4) 

בשימוש בפער התשואות הלקוח מהשווקים הפיננסיים יש מקום לאמוד את משוואת 

הפער בשנית תוך בחינת קיומו של תהליך ARCH 

לאחר אמידת משוואה אנו משתמשים במבחן 

לבדיקת קיומו של תהליך ARCH בשגיאות האמידה.‏ מתוצאות האמידה עולה 

כי לא ניתן לדחות את הטענה בדבר קיומו של תהליך כזה בשגיאות,‏ ולפיכך אנו 

אומדים את משוואה שנית.‏ התוצאות מופיעות במשוואה והן דומות מאוד 

לתוצאות שהתקבלו באמידה הרגילה ,OLS המוצגות במשוואה 4.3. 

autoregressive conditional ) 

ARCH- 

2.8 

,4.6 

2.8 

.(heteroskedasticity 

LM 

(4.6) 

paar = 1.58 + 0.73 ⋅ ppp 

t 

T = 124 

(0.648) 

(0.029) 

1996: 01 − 2006:04 

t 

+ 0.17⋅σ 

(0.101) 

e 

t 

+ 18.88⋅ 

L 

(5.154) 

t 

+ u 

t 

(5) 

ג.‏ 

לבדיקת קואינטגרציה ג'והנסן 

ג מבחני 

השימוש במבחן ג'והנסן מאפשר לנו להוסיף משתנים אקסוגניים כדוגמת השינויים 

שבוצעו בשוק המק"ם.‏ כמשתנים אקסוגניים הכנסנו שני משתני דמה:‏ האחד,‏ 

,dum02 מקבל את הערך 

,dum99 מקבל את הערך 1 מאז ינואר 

ינואר 2002. את מבחן ג'והנסן ביצענו ללא פיגורים,‏ עם חותך וללא מגמה.‏ ממבחן זה 

עולה כי,‏ ברמת מובהקות של אחוז אחד,‏ המשתנים שהוכנסו למשוואה 

קשר קואינטגרציה יחיד.‏ המקדמים המתקבלים בשיטה זו,‏ פרט לחותך שאינו מובהק,‏ 

דומים למקדמים המופיעים במשוואה 4.3. 

14 

הסרת הנחת פרמיית הסיכון הקבועה 

1 מאז 

2.8 מקיימים 

1999; השני,‏ 

– 

בתקופת המדגם הותירו רוב חברות דירוג האשראי את דירוגה של ישראל ללא שינוי.‏ 

אולם בתקופה זו חלו שינויים בדרך כלל לטובה במבנה השווקים הפיננסיים,‏ 

ברמת הפתיחות,‏ ברמת הסיכונים הביטחוניים ובעמידות של המשק הישראלי.‏ זאת 

לצד שיפור בולט במצבם של המשקים המתעוררים,‏ שישראל נמנית עמם וההשקעה 

בה היא חלק מתיק השקעות גלובלי במשקים אלה.‏ 

– 

14 

אנו מודים לגיל בפמן על הערתו בנושא זה.‏

27 


אשר 

שבהנחת פרמיית הסיכון הקבועה,‏ מסיבה זו בחרנו להסיר את המגבלה נבצע זאת בשני שלבים.‏ בשלב הראשון נשתמש 

הונחה בבסיסה של משוואה ‏(המייצג את פרמיית הסיכון של ישראל)‏ כדי 

במבחני שבר לחותך של משוואה לזהות אם היה שינוי בפרמיה זו,‏ לאיזה כיוון ומתי.‏ בשלב השני נכניס למשוואה 

לצד החותך,‏ את מדד ה-‏EMBI‏.‏ מקדם חיובי מובהק למדד ה-‏EMBI יצביע על 

הצדקת המהלך ועל ירידה של פרמיית הסיכון של ישראל במקביל לירידה של מדד זה 

בשנים האחרונות.‏ 

מתקבל שבר בספטמבר 

בבחינת קיומו של שבר בחותך של משוואה שהחל מחודש זה פרמיית הסיכון של ישראל,‏ המיוצגת על ידי החותך,‏ 

משמע כדי לבדוק את כיוון השינוי ואת עוצמתו נבצע אמידה נוספת,‏ אשר 

השתנתה.‏ ועד 

החל מחודש ספטמבר במסגרתה נוסיף משתנה דמה שיקבל את הערך לסוף המדגם .(Dum05) התוצאות מוצגות במשוואה 4.7. 

,2.8 

.2004 

2004 

2.8 

1 

.2.8 

2.8 

(4.7) 

paar = 3.09 − 2.39⋅ 

Dum05 

+ 0.67 ⋅ ppp 

t 

T = 124 

(0.419) 

(0.28) 

1996 : 01− 

2006 : 04 

(0.032) 

t 

+ 0.12 ⋅σ 

(0.052) 

e 

t 

+ 7.39⋅ 

L + u 

(4.13) 

t 

t 

4.7 

במשוואה נשמר קשר הקואינטגרציה,‏ וכן ערכו של מקדם ה-‏PPP‏,‏ שנאמד 

בהנחת פרמיית סיכון קבועה.‏ המקדם השלילי שהתקבל למשתנה הדמה 

מצביע על ירידה בפרמיית הסיכון של ישראל החל מספטמבר לרמה של 

נקודת אחוז,‏ לעומת רמה של 3.09 נקודות אחוז בתקופה הקודמת.‏ 

הדרך השנייה לבטא שינוי אפשרי בפרמיית הסיכון היא לכלול באמידה את מדד 

ה-‏EMBI‏.‏ תוצאות האמידה מובאות במשוואה גם במשוואה זו נשמר קשר 

הקואינטגרציה,‏ וכן ערכו של מקדם ה-‏PPP‏,‏ שנאמד בהנחת פרמיית סיכון קבועה.‏ 

פרמיית הסיכון של המשק הישראלי מתקבלת כסכומם של שני האיברים הראשונים 

במשוואה ‏(החותך ותרומת ה-‏EMBI‏).‏ מקדם מדד ה-‏EMBI חיובי,‏ ולכן ירידתו של 

מדד זה בשנים האחרונות מצביעה על ירידה בפרמיית הסיכון של המשק הישראלי.‏ 

פרמיית הסיכון הממוצעת של המשק הישראלי מאז ספטמבר 2004, הנגזרת ממשוואה 

4.8, עומדת על 1.67 נקודות אחוז.‏ 

Dum05 

0.7 

2004 

.4.8 

(4.8) 

paar = 1.37 + 0.11⋅ 

EMBI 

t 

T = 124 

(0.447) 

(0.049) 

1996 : 01− 

2006 : 04 

t 

/100 + 0.72 ⋅ ppp 

(0.038) 

t 

+ 0.12 ⋅σ 

(0.068) 

e 

t 

+ 15.97⋅ 

L + u 

(4.86) 

t 

t 

כאשר כללנו הן את משתנה השבר והן את מדד ה-‏EMBI‏,‏ נחלשה מאוד השפעתו 

של מדד זה.‏ כמו כן התחזית המתקבלת ממשוואה 4.7 עדיפה על זו של על כן 

הניסוח העדיף בעינינו,‏ שגם תואם יותר את תפיסת פרמיית הסיכון של המדינה כקבוע 

של משוואות ריבית ,(UIP) הוא זה של משוואה 4.7. 

.4.8

א(‏ 

ב(‏ 


28 

5. המדיניות 


פער 

ישראל והשפעתה על בנק 

שלשלשלשל 

המוניטרית 

המדיניות 

מאחר שתשואת המק"ם ל-‏‎12‎ חודשים מושפעת בין היתר מהריבית לזמן קצר,‏ 

הנקבעת על ידי בנק ישראל,‏ וכן מההתפתחות הצפויה של ריבית זו,‏ הפער בפועל 

עשוי לגלם את השפעת המדיניות המוניטרית של בנק ישראל המבוצעת והעתידית.‏ 

ואכן,‏ כפי שניתן לראות באיור יש קשר הדוק בין ריבית בנק ישראל לתשואת 

המק"ם ל-‏‎12‎ חודשים,‏ הסטיות הגדולות של הריביות קשורות בשינויים גדולים ‏(לא-‏ 

צפויים)‏ בריבית בנק ישראל,‏ ובולטות במיוחד שתי הפחתות הריבית של 

1998 וסוף 

– 

,6 

( 

.2001 

( 

לנוכח הקשר שבין תשואת המק"ם לריבית בנק ישראל נדון בשתי סוגיות:‏ 

האם המדיניות המוניטרית של בנק ישראל משפיעה על פער הריביות בטווח 

הארוך?‏ מהי האינטראקציה של הטווח הקצר בין ריבית בנק ישראל לפער 

התשואות?‏ 

א.‏ המדיניות המוניטרית ופער התשואות של הטווח הארוך 

קשרי הטווח הארוך שהשתמשנו בהם במאמר זה נגזרים לכאורה ממערכת שיווי 

משקל כלכלי שבה אין מקום למדיניות של בנק מרכזי.‏ האומנם אין לבנק המרכזי כל 

השפעה על הטווח הארוך?‏ אבן הפינה של המודל שהשתמשנו בו היא שוויון-כוח-‏

29 


הקנייה-היחסי.‏ במשטר של שער חליפין נייד שער החליפין נקבע אנדוגנית בטווח 

הארוך על פי ההפרש בין האינפלציה המקומית הצפויה לזו הצפויה בחו"ל,‏ ותפקידה 

של המדיניות המוניטרית ‏(בשילוב עם מדיניות פיסקלית העולה עמה בקנה אחד)‏ הוא 

לקבע את ציפיות האינפלציה.‏ כאשר הציבור רוחש אמון לבנק המרכזי הוא מקבע את 

ציפיות האינפלציה בתחום יעד האינפלציה המוכרז.‏ או אז הבנק המרכזי מקבע את 

פער התשואות בין שני המשקים.‏ במצב זה יושפע פער התשואות משינויים בפרמיית 

הסיכון,‏ מפרמיית הנזילות ומזעזועים מקריים בלבד.‏ באופן פרדוקסלי,‏ בשיווי משקל 

של טווח ארוך עם יעד אינפלציה אמין אין לבנק המרכזי כל צורך להגיב על סטיות 

מקריות בשער החליפין או בפער התשואות,‏ שכן הציבור מאמין כי בטווח הארוך פער 

התשואות יישמר ברמת שיווי המשקל.‏ 

המסגרת המושגית שהוצגה לעיל מאפשרת לנתח את הקשר שבין מדיניות בנק 

ישראל לפער התשואות בתקופה הנחקרת.‏ המשתנה המרכזי המאותת על אמינות ועל 

יעדי המדיניות של הטווח הארוך הוא הפיחות הנגזר משוויון כוח הקנייה,‏ שכן 

משתנה זה נגזר מציפיות האינפלציה,‏ שעליהן אמורה המדיניות המוניטרית להשפיע 

בטווח הארוך.‏ 

ישראל עברה,‏ כזכור,‏ תהליך של דיסאינפלציה,‏ שבו ציפיות האינפלציה היו 

במגמת ירידה,‏ ולפיכך מגמת הפיחות הייתה אף היא בירידה,‏ וכן גם פער התשואות


30 

הנגזר.‏ בתקופה זו,‏ שבאה לאחר שנים רבות של אינפלציה,‏ נדרשה מדיניות מוניטרית 

אגרסיבית כדי לשכנע את הציבור באמינות המדיניות.‏ עם זאת,‏ הורדת הריבית הבלתי 

צפויה ב-‏‎1998‎ פגעה באמינותה של המדיניות,‏ והדבר התבטא בעליית פער התשואות,‏ 

שנבעה מעלייה בקצב הפיחות,‏ כפי שמתבקש ממשוואת שוויון-כוח-הקנייה;‏ במילים 

אחרות:‏ הפרש האינפלציה הצפויה בין ישראל לארה"ב גדל ‏(איור 3). 

התנהגות המשתנה שוויון-כוח-הקנייה ‏(איור מראה,‏ שהחל משנת 

היעד של הדיסאינפלציה,‏ ונתפס על ידי הציבור כאמין.‏ במצב זה,‏ על פי הניתוח 

דלעיל,‏ הבנק המרכזי היה יכול להתעלם מסטיות מקריות של המשתנים הנומינליים 

ולהגיב במתינות על סטיות של פער התשואות מזה של הטווח הארוך.‏ בפועל נוצר 

מצב שבו פערי האינפלציה הצפויה בין ישראל לארה"ב היו שליליים.‏ עם השגת היעד 

הורדה הריבית באופן בלתי צפוי בסוף 2001. הפעם,‏ שלא כמו בעת הורדת הריבית של 

הציבור האמין כי הבנק המרכזי לא שינה את יעד האינפלציה.‏ לראיה:‏ משתנה 

שוויון כוח הקנייה ‏(הטווח הארוך)‏ הגיב תחילה במידה זעירה ביחס לפיחות בפועל 

‏(איור 3), ופער האינפלציה הצפויה בין ישראל לארה"ב ירד לאפס ‏(רמה המתיישבת 

עם שיווי המשקל של הטווח הארוך).‏ החרפת האינתיפאדה וכן חששות מאובדן 

שליטה פיסקלית ‏(הורדת דירוג האשראי של ישראל)‏ גרמו לפיחות מהיר ועוררו חשש 

לאובדן האמינות של המדיניות המוניטרית – חשש שהתבטא,‏ בהתאם למודל,‏ בעליית 

קצב הפיחות שנגזר משוויון כוח הקנייה.‏ העלאות הריבית בעקבות הפיחות שיקמו 

את האמינות המוניטרית,‏ ולראיה:‏ הפיחות הנגזר משוויון-כוח-הקנייה נותר ברמת 

אפס מסוף 2003 ואף ירד אל מתחת לאפס משמע שהבנק המרכזי בישראל החזיק 

ביעד אינפלציה נמוך מזה של ארה"ב.‏ 

יחד עם זאת,‏ פער התשואות בין ישראל לארה"ב עלה בין ל-‏‎2004‎ בעיקר 

כתוצאה מעליית הסיכון הגלום בשער החליפין.‏ נדגיש שבמסגרת הניתוח של הטווח 

הארוך אין כל קשר בין תנודתיות שער החליפין ‏(סטיית התקן)‏ לאמינות המדיניות 

המוניטרית,‏ הנמדדת על ידי שינויים בקצב הפיחות הנגזר משוויון-כוח-הקנייה ‏(רמת 

הפיחות).‏ במצב של שיווי משקל של טווח ארוך ואמינות מלאה אין לבנק המרכזי כל 

צורך להתחשב בשינויים בשער החליפין של הטווח הקצר.‏ אי תגובה של ריבית הבנק 

המרכזי על תנודות אלו מאפשרת,‏ מטבע הדברים,‏ קיומה של סטיית תקן גבוהה יותר.‏ 

סטיות תקן נמוכות הן פועל יוצא של ‏"ביטוח"‏ שמעניקה המדיניות המוניטרית 

בהגיבה על תנודות גדולות כלפי מעלה בשער החליפין.‏ 

2000 הושג 

2002 

(3 

– 

,1998 

ב.‏ המדיניות המוניטרית ופער התשואות של הטווח הקצר 

בסעיף הקודם הנחנו שאמינות הבנק המרכזי באה לידי ביטוי באותו רכיב של פער 

התשואות הנובע מהציפיות לפיחות הנגזרות משוויון-כוח-הקנייה.‏ רכישת אמינות זו 

מותנית באיתות,‏ לאורך זמן,‏ על מחויבות ליעד האינפלציה המוכרז.‏ אחד האיתותים

31 


החשובים,‏ בטווח הקצר ולמשך התקופה שבה נרכשת האמינות,‏ הוא התגובה של 

ריבית הבנק המרכזי על סטיות של הריבית מזו המתיישבת עם פער התשואות של 

הטווח הארוך.‏ בסעיף זה ננסה לבחון את הקשר הסטטיסטי שבין הסטיות של פער 

הריבית בפועל מהפער הנאמד של הטווח הארוך לבין מדיניות הריבית של בנק 

ישראל.‏ עלינו להדגיש כי אין בכוונתנו לאמוד כאן פונקציית תגובה של הבנק המרכזי.‏ 

כמו כן,‏ כפי שנטען בהמשך,‏ אפשר שבנק ישראל לא התחשב כלל בפער התשואות 

באופן ישיר בתהליך קבלת ההחלטות,‏ אלא במשתנים שהתנהגותם נגזרה מפער זה,‏ 

כדוגמת שער החליפין או האינפלציה הצפויה.‏ עם זאת,‏ כיוון שהסטיות של פער 

התשואות הנגזרות ממשוואת הקואינטגרציה מקיימות,‏ לפי הגדרה,‏ את הנחות 

הרגרסיה הקלסיות,‏ ובפרט אינן מתואמות עם המשתנים המסבירים,‏ ניתן לבדוק את 

השפעתם החלקית במודל שכן השמטת משתנים אחרים לא תטה את 

האומדנים.‏ 

לצורך בדיקה זו נאמוד משוואה שבה המשתנה המוסבר הוא השינוי בריבית בנק 

ישראל,‏ והמשתנים המסבירים הם הסטיות של הפער בפועל מזה הנאמד במשוואה 

נוסף על כך נשתמש בשינוי הריבית בפיגור,‏ האמור לייצג את העקביות של 

מדיניות הריבית 

(4.9) 

∆i 

t 

= −0.208⋅ 

u 

(0.000) 

t−1 

T = 110 DW = 1.97 

(4.9 

+ 0.471⋅ 

∆i 

(0.000) 

R 

2 

t−1 

= 0.29 

,OLS 

.(persistence) 

. 

15 

.2.8 

מתוצאות האמידה של משוואה זו ‏(כפי שהן מוצגות במשוואה עולה,‏ כי 

בתקופת המדגם בנק ישראל נטה להוריד את הריבית כשפער התשואות בפועל היה 

מעל זה של הטווח הארוך.‏ נראה אפוא שהבנק הביא בחשבון את קשרי הטווח 

הארוך יחד עם זאת עלינו לזכור,‏ כי סטיות מפער התשואות השפיעו על התפתחות 

שער החליפין בטווח הקצר ‏(משוואה ייתכן אפוא שבנק ישראל הושפע 

מהתמסורת (pass-through) של הסטיות בשער החליפין לציפיות האינפלציה ועל כן 

אפשר שתגובתו על סטייה מפער התשואות הייתה עקיפה בלבד.‏ כדי להתוות את נתיב 

ההשפעה שיש לסטייה ממשוואה על התנהגות הבנק המרכזי נאמוד משוואה 

נוספת לזו שתוצאותיה מופיעות במשוואה ובה המשתנה המוסבר הוא השינוי 

באינפלציה הצפויה.‏ מאחר שהציפיות לאינפלציה אינן סטציונריות ומקיימות 

ואילו השינוי בשער החליפין של הדולר מקיים הכנסנו במשוואה הנאמדת את 

השינוי בציפיות לאינפלציה כמשתנה מוסבר ואת השינוי בשער החליפין כמשתנה 

,I(1) 

,I(0) 

.(4.5 

,4.9 

2.8 

15 

אף שמשוואה זו היא מצומצמת ביחס לפונקציית תגובה מקובלת לגבי בנק מרכזי בכלל 

ולגבי בנק ישראל בפרט ‏(בפמן ובר אפרת,‏ מלניק,‏ ועוד).‏ המקדם המובהק של 

הסטיות מהקשר של הטווח הארוך מצביע על הכיוון שבו משתנה זה משפיע על ריבית בנק ישראל.‏ גם בדיקות 

שערכנו עבור פונקציות תגובה רחבות יותר הצביעו על מקדם מובהק עם אותו סימן עבור משתנה זה.‏ 

;1993 ,Taylor) 

2003 

;2002 

(1997 ,CGG


32 

5.0 

ניתן לראות את התוצאות,‏ ולפיהן לשינוי בשער החליפין יש 

מסביר.‏ במשוואה השפעה חזקה על הציפיות לאינפלציה.‏ השינוי בשער החליפין מושפע מן הסטייה 

הסטייה 

לפיכך ניתן לסמן את נתיב השפעתה של ‏(משוואה ממשוואה כדלקמן:‏ הסטייה ממשוואה 2.8 משפיעה על שיעור הפיחות,‏ הפיחות 

ממשוואה משפיעות באופן ברור וגלוי על המדיניות 

ואלו לאינפלציה,‏ משפיע על הציפיות המוניטרית.‏ 

(5.0) 

5.0 

∆ 

e 

π t 

= − 0.161+ 

0.304⋅ 

∆ 

(0.005) 

(0.000) 

T = 119 DW = 1.74 

R 

e t 

2 

= 0.438 

.(4.9 

2.8 

2.8 

לאור הניתוח של הטווח הארוך בסעיף הקודם,‏ הממצא שהתקבל במשוואה 

מראה שלסטיות של טווח קצר בפער התשואות,‏ המתגלגלות לפיחות של הטווח 

הקצר,‏ יש השפעה על הציפיות לאינפלציה.‏ קיומה של תמסורת מהפיחות של הטווח 

הקצר לציפיות האינפלציה מרמז שהאמינות של הבנק המרכזי לגבי העמידה ביעד 

האינפלציה השנתי אינה מלאה.‏ כדי לא להגשים ציפיות אלו ‏(המניחות העדר אמינות 

מלאה)‏ על בנק ישראל לחזק את אמינותה של המדיניות על ידי תגובה של הריבית 

להתפתחויות אלו.‏ 

בחלק מתקופת המדגם הסטיה ממשוואה 2.8 היתה גדולה יותר ונותרה כך לאורך 

זמן.‏ ייתכן שהדבר יכול להצביע על חוסר עקביות של המדיניות המוניטרית לאורך 

שתי התקופות.‏ ובאופן מפורש יותר:‏ באיור בסעיף הקודם,‏ ניתן לראות שלאחר 

ההפחתה החדה של הריבית בתחילת 2002, הפער בפועל חרג מזה של הטווח הארוך.‏ 

בהמשך,‏ עם הזעזוע בשווקים הפיננסיים והמדיניות המוניטרית המצמצמת בעקבותיו,‏ 

התהפכה התמונה,‏ והפער בפועל היה גבוה מזה של הטווח הארוך לאורך כשנתיים.‏ 

מכאן שבין השנים ו-‏‎2004‎ מדיניות הריבית לא התאימה עצמה לסטייה זו.‏ 

בתקופה זו יוסף שער החליפין,‏ והאינפלציה ירדה אל מתחת יעד האינפלציה 

כדי לבטא זאת במשוואה הנאמדת,‏ הוספנו משתנה דמה,‏ המקבל את הערך 

משנת ועד לסוף המדגם משוואה מתארת את תוצאותיה של 

אמידה זו.‏ 

1 החל 

(5.1) 

. 

16 

∆i 

t 

= −0.360⋅ 

u 

(0.000) 

t−1 

5.1 

T = 110 DW = 2.00 

,4 

+ 0.226⋅ 

D _ 2001⋅u 

(0.046) 

R 

2 

= 0.323 

.12/2005 

t−1 

+ 0.465⋅ 

∆i 

5.1 

(0.000) 

2002 

t−1 

2001 

מהתוצאות המוצגות במשוואה מתקבל כי מקדם הסטיות לתקופה הראשונה 

גדול בערכו המוחלט מזה של התקופה שלאחר ממצא זה מתיישב עם הניתוח 

.2001 

(2004) 

16 

זוסמן הראה שבתקופה זו,‏ המזוהה עם כהונת הנגיד קליין,‏ לא הגיבה מדיניות הריבית על שינויים 

בציפיות לאינפלציה כפי שהגיבה קודם לכן.‏

33 


.2001 

בסעיף הקודם,‏ שבו טענו כי עיקרה של האמינות נרכשה עד המשמעות של 

תוצאות הבדיקה האמפירית היא,‏ שבתקופת הדיסאינפלציה הגיבה הריבית של בנק 

ישראל על סטיות מהקשר ארוך הטווח במהירות גדולה יותר מאשר לאחר בלימת 

האינפלציה.‏ הסבר אפשרי לתגובה האיטית של המדיניות בתקופה שלאחר 

לאובדן הזמני של האמינות במהלך 2002. בעקבות זאת בחר בנק ישראל לקבע,‏ לאורך 

זמן,‏ פער ריביות בפועל הגבוה מזה של הטווח הארוך.‏ לפיכך התרחש ייסוף,‏ שלא 

סיכן את היציבות וחיזק את האמינות ‏(אי השגת יעד האינפלציה מלמעלה).‏ במצב זה 

כנראה לא הורגש צורך להגיב על הסטיות כמו בתקופות שבהן פער התשואות בפועל 

היה נמוך מזה הנאמד.‏ 

והמלצות מדיניות סיכום 

.6 

2001 קשור 

בעבודה זו הראינו שמאז פתיחתו של המשק הישראלי לתנועות הון וניוד ‏(חלקי,‏ 

ובחלק מהתקופה)‏ של שער החליפין התשואה על נכסים שקליים לטווח של שנה 

נקבעת על פי גורמים ארוכי טווח המקובלים בספרות המקרו-כלכלית של משק פתוח.‏ 

הגורמים המשפיעים הם הציפיות לפיחות,‏ אי-הוודאות בשוק המט"ח ומידת הנזילות 

של שוק המק"ם.‏ בהינתן ממצאים אלו נראה,‏ שהשגת יציבות בטווח הארוך קשורה 

להשגת אמינות מלאה לגבי העמידה ביעדי האינפלציה.‏ או אז הרכיב המרכזי המשפיע 

על פער התשואות – הפיחות הצפוי – יושפע מיעדי המדיניות המוניטרית.‏ ההוכחה 

האמפירית להשגת מטרה זו היא ירידתה של התמסורת משער החליפין לאינפלציה 

הצפויה לרמות אפסיות.‏ בהמשך לעבודתם של זוסמן וספיבק נמצא כי עד 

להשגת יעד זה רצוי שבנק ישראל,‏ בעת קביעת יעדי הריבית של המשק,‏ יביא בחשבון 

את המשתנים הקובעים את הפער,‏ כדי לחזק את אמינותו.‏ אנו צופים כי כעת,‏ עם 

השגת האמינות,‏ תגדל התנודתיות של שער החליפין,‏ אולם השפעתה על האינפלציה 

הצפויה תלך ותפחת.‏ בשלב האחרון,‏ עם השגת האמינות המלאה,‏ תוכל הריבית של 

בנק ישראל להתנתק מזו של ארה"ב,‏ משום שפערי ריבית בין המשקים,‏ שישפיעו על 

תנועות ההון ועל שער החליפין של הטווח הקצר,‏ לא יתבטאו בציפיות לאינפלציה,‏ 

הקובעות את שער החליפין של הטווח הארוך.‏ 

(2004)


34 

סטציונריות מבחני 

סטטיסטיים מבחנים 

נספח:‏ 

Pv 

0.30 

0.53 

0.33 

0.00 

0.00 

0.00 

0.42 

0.23 

0.20 

0.07 

0.34 

0.11 

0.38 

0.32 

0.63 

0.38 

המשתנה 

D_E_Y ‏(השינוי 

השנתי בשער 

החליפין)‏ 







D_E ‏(השינוי 

החודשי בשער 











סטיית התקן הגלומה 



התקופה 

השיטה 

‏(עםעםעםעם/בלי 

חותך)‏ 

עם 

המסקנה 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(0) 

I(0) 

I(0) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

1 

2 

2004.03-1996.04 

2004.03-2000.01 

1999.12-1996.01 

2005.12-1996.01 

2005.12-2000.01 

1999.12-1996.01 

2005.12-1996.01 

2005.12-2000.01 

1999.12-1996.01 

2005.12-1996.01 

2005.12-2000.01 

2005.12-1996.01 

2005.12-1996.01 

2005.12-2000.01 

1999.12-1996.03 

2005.12-1996.01 

PPP 

PPP 

PPP 

פער התשואות

35 


I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(1) 

I(0) 

I(0) 

I(0) 

פער התשואות 

פער התשואות 

המשך)‏ 

‏(המשך 

סטטיסטיים מבחנים 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

עם 

0.57 

0.66 

0.20 

0.42 

0.15 

0.00 

0.01 

0.00 

2005.12-2000.01 

1999.12-1996.01 

2005.12-1996.01 

2005.12-2000.01 

1999.12-1996.02 

2005.12-1996.01 

2005.12-2000.01 

1999.12-1996.02 

Paar-ppp 

Paar-ppp 

Paar-ppp 

הפיגורים במבחן השורש היחידתי נבחרו לפי קריטריון שוורץ.‏ 

עבור רמת מובהקות 5 אחוזים המשתנה מקיים ללא חותך,‏ ערך ה–‏Pv של מבחן השורש היחידתי הוא 

.I(1) 

ביבליוגרפיה 

בניטה,‏ גולן ובנצי שרייבר (2003). ‏"על סטיית התקן הגלומה וסטיית התקן בפועל 

ומה שביניהן",‏ סוגיות במטבע חוץ,‏ סדרת מאמרים לדיון 3/03 ‏(אוגוסט).‏ 

גלאי,‏ דן ובנצי שרייבר ‏"האינפורמציה הגלומה באסטרטגיות ובאופציות 

שקל/דולר הנסחרות בשוק מעבר לדלפק בישראל",‏ סוגיות במטבע 

חוץ,‏ סדרת מאמרים לדיון,‏ 6/03 ‏(דצמבר).‏ 

הכט,‏ יואל,‏ יאיר חיים ובנצי שרייבר מודל שוק מטבע חוץ,‏ יישום לישראל,‏ 

הפיקוח על מטבע חוץ,‏ יחידת המחקר.‏ פברואר.‏ 

(OTC) 

.(2002) 

.(2003) 

∆i 

∆i 

∆i 

(1 

(2 

.0.43 

Alexius, Annika (2001). “Uncovered Interest Parity Revisited”, Review 

of International Economics 9, No. 3, 505–517. 

Allays, Maurice (1953). “Le Comportement de l'Homme Rationnel 

devant le risqué: Critique des Postulatest et Axioms de l'Ecole 

Americana“, Econometrica 21. 

Amihud, Y. and H. Mendelson (1991). “Liquidity, Maturity and the 

Yields on U.S. Treasury Securities”, Journal of Finance 46(4), 

1411-1425. 

Amihud, Y. (2002). “Illiquidity and stock returns: Cross-section and 

time-series effects“, Journal of Financial Markets 5, 31-56. 

Baker, H. K. (1996). “Trading Location and Liquidity: An Analysis of 

U.S. Dealer and Agency Markets for Common Stocks”, Financial 

Markets, Institutions & Instruments 5(4), 1-51.


36 

Benartzi, Shlomo and Richard Thaler (1999). “Risk Aversion or 

Myopia? Choices in Repeated Gambles and Retirement 

Investment”, Management Science, 45(3). 364-381 

Chinn, Menzie, D. And Guy Meredith (2004). “Monetary Policy and 

Long-Horizon Uncovered Interest Parity”, IMF Staff Papers 51, 

No. 3, 409-430. 

Dornbusch, R. (1988). Exchange rates and inflation, M.I.T., Cambridge. 

MA. 

Dornbusch, R. (1980). Open Economy Macroeconomics, Basic Book, 

Publishers, New York. 

Edwards, Ward (1953). “Probability Preference Among Bets with 

Differing Expected Values”, American Journal of Psychology 67. 

Edwards, Ward (1953). “Probability Preference in Gambling,” 

American Journal of Psychology 66. 

Engel, Charles and Kenneth D. West (2005). “Exchange Rates and 

Fundamentals”, Journal of Political Economy 113 (3), June. 485– 

517. 

Fisher, P. G., S. K. Tanna, D. S., Turner, K. F. Wallis and D. J. Whitley 

(1990). “Econometric Evaluation of The Exchange Rate in 

Models of The UK Economy”, The Economic Journal 100 

(December), 1230-1244. 

Fleming, Michael J. (2003). “Measuring Treasury Market Liquidity”, 

Economic Policy Review, 9, (3), September, 83-108. 

Froot, Kenneth A. and Richard H. Thaler (1990). “Foreign Exchange”, 

Journal of Economic Perspectives 4 (Summer), 179–92. 

Kahneman, Daniel, and A. Tversky. (1979). "Prospect Theory of 

Decisions under Risk", Econometrica 47(2), 291–263 

Kahneman, Daniel, J. Knetsch, and R. Thaler (1990). "Experimental 

Tests of the Endowment Effect and the Coase Theorem", Journal 

of Political Economy 98, 1325-1348 

Kanioura, Athina and Paul Turner (2005). “Critical Values for an F-test 

for Cointegration in a Multivariate Model”, Applied Economics 

37, 265–270 

Laffont, J, (1989). The Economics of Uncertainty and Information, The 

MIT Press.

37 


Levy, Moshe and Haim Levy (2000). Microscopic Simulation of 

Financial Markets: from Investor Behavior To Market 

Phenomena. Academic Press. 

Markowitz, H. M. (1952b). “The Utility of wealth”, Journal of Political 

Economy 60, 151-158. 

Mosteller, F. and P. Nogee (1951). “An Experimental Measurement of 

Utility”, Journal of Political Economy, 59, 371-404. 

Preston, G. and Philip Baratta (1948). “An Experimental Study of the 

Action-value of an Uncertain Outcome”, American Journal of 

Psychology 61, 181-193. 

Siklos, Pierre L. and Clive W. J. Granger (1997). “Regime-Sensitive 

Cointegration with an Application to Interest-Rate Parity”, 

Macroeconomic Dynamics 1, 640-657. 

Sussman, N. and A. Spivak (2004). “Inflation targeting with free 

movement of capital: can central banks ignore international 

financial markets?”, Bank of Israel, Working paper. 

Swalm, R. O. (1966). “Utility Theory-insights into Risk Taking”, 

Harvard Business Review 44 (November/December), 123-136. 

Thaler, Richard (1985). “Mental Accounting and Consumer Choice”, 

Marketing Science 4(3), 199-214. 

Thaler, Richard (1994). Quasi rational Economics. New York: Russel 

Sage Foundation. 

Thaler, Richard. (ed.) (1993). Advances in Behavioral Finance, New 

York: Russel Sage Foundation. 

Thaler, Richard and E. Johnson (1990). “Gambling with the House 

Money and Trying to Break Even: The Effect of the Prior 

Outcomes on Risky Choices”, Management Science, 36, 643-660. 

Tversky, Amos and Daniel Kahneman (1992). “Advances in Prospect 

Theory: Cumulative Representation of Uncertainty”, Journal of 

Risk and Uncertainty 5, 297-323. 

Von Neuman, J. and O. Morgenstern (1947). Theory of Games and 

Economic Behavior, NJ: Princeton University Press.


38 

מבוא 

התדיינות 

גיל בפמן 

המאמר מציג מודל של שוויון פערי הריבית לישראל,‏ תוך ניסיון להתייחס לגורמי 

סיכון שונים.‏ המודל מניח פרטים שונאי סיכון,‏ הבדלים בהעדפות בין משקיעים 

מקומיים לזרים וכן הבדלים במידת הנזילות של השווקים הפיננסיים בין משקים 

מתפתחים לבין המרכזים הפיננסיים הגדולים.‏ 

שאלה לגבי תקופת המדגם סימני 

לאחר פיתוח של מודל תיאורטי פשוט עוברים המחברים למסגרת האמפירית.‏ במהלך 

תקופת המדגם שנבחרה לשם ביצוע האמידה,‏ השנים עד חלו שינויים 

מרחיקי לכת בתנאי הרקע:‏ המגבלות על תנועות הון יוצאות בוטלו בהדרגה,‏ ושונו 

שיעורי המס על רווחי הון,‏ בפרט מהשקעות בחו"ל.‏ לצד השינויים הדרמטיים בהיקף 

הגישה של ישראלים לשוקי חו"ל ובמיסוי על פעילות זו,‏ חלו שינויים משמעותיים 

במשטר שער החליפין הפסקה הדרגתית של התערבות בנק ישראל במסחר במטבע 

חוץ,‏ מעבר מרצועה צרה של ניוד שער החליפין לרצועה רחבה מאוד,‏ ולאחר מכן 

למשטר של שער חליפין נייד.‏ לשינויים אלו במשטר שער החליפין נודעת השפעה 

פוטנציאלית ניכרת על היקבעות הציפיות לפיחות ופערי הריבית הנדרשים על רקע 

ציפיות אלו.‏ 

מעבר להשפעות הישירות של שינויי המדיניות על התשואה נטו מהשקעה מחו"ל 

ועל התפתחות שער החליפין,‏ היו למדיניות הכלכלית גם השפעות עקיפות על 

התפתחות שער החליפין ופערי הריבית.‏ השינויים המשמעותיים בדגשי המדיניות 

המוניטרית בישראל במהלך תקופת המדגם והמעבר מסביבה של ייצוב מחירים 

‏(אינפלציה דו-ספרתית נמוכה)‏ לסביבה של התכנסות ליציבות מחירים 

חוללו שינויים ניכרים בתנאי הרקע שהיוו בסיס לקביעת הציפיות לשינויים בערך 

השקל ובפערי הריבית.‏ 

השינויים במדיניות המוניטרית נוגעים גם להרכב הכלים המוניטריים שעמדו 

לרשות בנק ישראל במשך שנות המדגם.‏ אחד הכלים,‏ הנפקת מק"ם,‏ היה מוגבל 

בהיקפו,‏ משום ש"תקרת המק"ם"‏ מנעה מבנק ישראל שימוש חופשי בכלי מוניטרי זה.‏ 

מידת הנזילות הייתה אפוא תוצאה ישירה של החלטות שרירותיות באשר לשינוי תקרת 

המק"ם,‏ ולא של תהליכים כלכליים אולם המחברים מתעלמים מכך,‏ וכוללים 

במשוואה שהם אומדים משתנה של מדד הנזילות בשוק המק"ם.‏ 

(3-1 אחוזים)‏ 

,2005 

1996 

– 

–

39 


המחברים אמנם מציינים את הקושי הנובע מחוסר האחידות בתנאי הרקע ששררו 

לאורך תקופת המדגם,‏ אך טיפולם בכך הוא חלקי מאוד.‏ במקום לנסות ולאמוד בנפרד 

את המשוואה עבור תת-תקופות שמאפייניהן אחידים ככל שניתן,‏ הם משתמשים 

במקדמים שנאמדו עבור תקופת המדגם כולה,‏ שאינה אחידה,‏ ולאחר מכן מבצעים 

חיזוי באמצעות הערכים הממוצעים של המשתנים המסבירים השונים בשני תת-‏ 

המדגמים.‏ 

כדי לשפר את ההתמודדות עם השינויים הרבים שחלו בתנאי הרקע הרלוונטיים 

במהלך תקופת המדגם,‏ מוצע לשלב מקדמים נעים על פני זמן,‏ אשר ישקפו את 

השינויים במידת הפתיחות של המשק לתנועות הון יוצאות.‏ גישה כזאת יושמה בעבר 

למקרה של ישראל על ידי בפמן וליידרמן ובר-אפרת 

הפיחות הצפוי משתנה 

של בעייתי 

אפיון 

2 

. (1993) 

1 

(1996) 

משתנה הפיחות הצפוי,‏ הממלא תפקיד מרכזי במאמר,‏ נאמד כהפרש בציפיות 

האינפלציה בין ישראל לארה"ב.‏ חישוב ציפיות האינפלציה בישראל מבוסס על 

ההפרשים בשיעורי התשואה-לפדיון בין אג"ח לא-צמודות לאג"ח צמודות למדד.‏ 

לעומת זאת ציפיות האינפלציה בארה"ב מבוססות על סקר של אוניברסיטת מישיגן.‏ 

מאחר שאופני הדגימה של ציפיות האינפלציה שונים לחלוטין,‏ ישנם הבדלים 

משמעותיים בין ישראל לארה"ב בתכולת האינפורמציה של הציפיות:‏ בישראל מדובר 

כלומר ציפיות האינפלציה ועוד מכלול שלם פרמיות 

שונות;‏ לעומת זאת בארה"ב מדובר בתוצאות סקר,‏ לא בנתון מבוסס שוק,‏ ובסקר זה 

הציפיות הן ‏"נטו".‏ בגלל הבדל זה חישוב הפיחות הצפוי על פי גישת PPP מבוסס על 

נתונים שאינם בני השוואה,‏ ולכן מידת תקפותו אינה ברורה.‏ 

עיון בעקום הפיחות הצפוי מצביע על כוח חיזוי חלש של משתנה זה לגבי שער 

החליפין שהתממש.‏ נשאלת השאלה אם השוק כה נאיבי לגבי התוואי העתידי של שער 

החליפין ואם אופן החישוב של הפיחות הצפוי,‏ על פי גישת ה-‏PPP המוצגת מבטא 

את ציפיות הפיחות לאשורן.‏ לכן מוצע לבחון גישות חלופיות לאפיון הפיחות הצפוי.‏ 

גישות חלופיות,‏ המתבססות,‏ בין היתר,‏ על שוק האופציות,‏ הציגו בפמן וליידרמן 

ב-‏inflation ,Break even 

.(1996) 

בעיה נוספת הנוגעת לאופן חישובו של הפיחות הצפוי היא שציפיות האינפלציה 

בישראל,‏ המשמשות לבניית משתנה הפיחות הצפוי,‏ כוללות את תשואות המק"ם.‏ 

לפיכך תשואות המק"ם בישראל מופיעות בשני צדדיה של משוואת הפער פעם 

– 

___________________ 

1 

גיל בפמן וליאו ליידרמן,‏ (1996). ‏"פתיחת שוק ההון לתחרות עם חו"ל:‏ מספר תוצאות והשלכות מדיניות",‏ 

רבעון לכלכלה,‏ אוגוסט,‏ 

.322-281 

2 

Ohad Bar-Efrat (1993). "Interest Rate Determination and Liberalization of International 

Capital Movements: Israel 1973-1990", Journal of Economic Development 18, December 3, 171- 

188.


40 

כחלק מן המשתנה המוסבר ופעם כחלק מאחד המשתנים המסבירים.‏ 

אקונומטרית משמעותית,‏ המעלה חשש להטיה סימולטנית במשוואה.‏ 

בעיה זוהי 

המדינה של ישראל סיכון 

מדי של פשטני 

אפיון 

הנחת העבודה במאמר היא שפרמיית סיכון המדינה של ישראל נותרה קבועה במהלך 

מוצע לוותר על הנחה כה פשטנית ולא מציאותית.‏ מציאות חיינו 

העשור 

מלמדת כי סיכון המדינה של ישראל השתנה משמעותית בעשור האחרון,‏ והדבר 

התבטא בבירור בשווקים הפיננסיים בישראל ובעולם.‏ לפיכך,‏ מוצע לבסס את 

ההערכה הכמותית על הפער בשיעור התשואה-לפדיון בין אג"ח של ממשלת ישראל 

הנסחרות בחו"ל לבין אג"ח אמריקאיות ואירופיות מקבילות.‏ זהו אינדיקטור מקובל 

לבחינת סיכון המדינה.‏ 

.2005-1996 

ארה"בבבב 

המדינות ישראל-ארה 

בצמד 

רקרקרקרק 

התמקדות 

כיום ברור שמשקיעים זרים רואים את ההשקעה בישראל כחלק מסל השקעות 

במדינות מתעוררות,‏ ולכן השוואת הפער ארה"ב-ישראל אינה בהכרח רלבנטית 

להחלטותיהם.‏ במקביל משקיעים ישראליים מסתכלים על כלל חלופות ההשקעה 

בעולם.‏ הגבלת הניתוח רק לצמד המדינות ישראל וארה"ב נראית פשטנית ולא 

מציאותית.‏ מוצע לאמץ גישה גלובלית,‏ ולא להתמקד רק בפער ישראל-ארה"ב.‏ 

סיכום 

הקשיים הרבים הנוגעים לאפיון האמפירי ולאמידה יש בהם כדי להטיל ספק רב 

בתרומת המודל לניתוח מהימן של העבר.‏ על רקע זה לא מפתיעה התוצאה שעל פיה 

החל משנת 2004 פער הריבית ישראל-ארה"ב החזוי ‏(בתוך המדגם)‏ גדול במידה ניכרת 

מן הפער ששרר בפועל.‏ נראה שאיתותי המדיניות השגויים המתקבלים מן המודל 

משקפים את ההתעלמות ממשתנים ותהליכים חשובים שהתרחשו.‏ 

דברי המתדיין על 

המחברים תגובת 

בעבודתנו פיתחנו מודל המבוסס על עקרונות כלכליים פשוטים,‏ שאמור לספק עוגן 

כלכלי הנגזר מתנאי שיווי משקל של טווח ארוך לפער הריביות בטווח של שנה בין 

ישראל לארה"ב.‏ מובן,‏ שבטווח הקצר פערי הריביות בפועל,‏ כמו יתר המשתנים 

הכלכליים הנאמדים במודל,‏ סוטים מהערכים שהיו אמורים להתקיים בטווח הארוך.‏ 

על כן מטרת המודל אינה לתת תחזית מדויקת ברמה היומית,‏ או אף החודשית,‏ לשער 

החליפין או לפער הריביות,‏ אלא לספק אינדיקציה למידת הסטייה של פער הריביות 

בטווח הקצר מערכי שיווי המשקל.‏ אינדיקציה זו אמורה לשמש את קובעי המדיניות

41 


– 

בקביעתה של ריבית בנק ישראל.‏ את חיזוי שער החליפין לטווח קצר אנו משאירים 

לשחקנים בשוק ההון.‏ 

עיקר הביקורת נוגע לפער בין ההפשטה,‏ תוצאת השימוש בתיאוריה,‏ לבין 

המציאות המורכבת של שוקי ההון הישראלי והבין-לאומי.‏ בתקופת המדגם חלו 

שינויים רבים במידת הפתיחות של השווקים,‏ בעומקם ובמדיניות הכלכלית.‏ עם זאת 

בחרנו בתקופה שבה התמסדה מדיניות הריבית של בנק ישראל ‏(אחרי נעשה 

שימוש בריבית ריאלית גבוהה כדי להוריד את האינפלציה אל היעד של 

ושימוש ביעד אינפלציה כיעד מדיניות.‏ בתקופה זו נפתח המשק לתנועות הון,‏ והשינוי 

העיקרי היה הסרת מגבלות מעל משקיעים ישראליים בפעילות פיננסית בחו"ל.‏ עם 

זאת,‏ כיוון שלמשקיעים זרים ניתנה אפשרות לפעול בישראל,‏ ומשקל המשקיעים 

הישראליים בקביעת פער הריביות ‏(ביחס לשוק ההון העולמי)‏ קטן,‏ סביר להניח 

שההקלות אשר ניתנו במשך התקופה למשקיעים ישראליים לפעול בחו"ל לא הטו את 

האמידה בוודאי לא לגבי שווקים כשוק המט"ח ושוק הריבית לטווח קצר,‏ 

שבתקופה זו כבר אופיינו בהעדר מגבלות מהותיות על פעילותם של ישראלים.‏ 

בתקופה זו אכן השתפרה נזילות שוק המק"ם,‏ ואנו מביאים זאת בחשבון על ידי 

הכללת משתנה האומד את הנזילות בשוק זה.‏ אנו מסכימים עם המתדיין שעיקר 

השינויים היו אדמיניסטרטיביים,‏ ועל כן משתנה זה הוא אקסוגני לפער הריביות.‏ 

חיזוי שער חליפין הוא מלאכה מסובכת ביותר בעולם של שערי חליפין ניידים 

ותנועות הון חופשיות.‏ על כן אנו מתייחסים לשער החליפין של שיווי משקל,‏ ולא 

מנסים לחזות את שער החליפין של הטווח הקצר.‏ אנו מסכימים שיש הבדל בין חישוב 

הציפיות בישראל ‏(משוק ההון)‏ לבין חישובן בארה"ב ‏(סקר),‏ אך זהו נתון שאי אפשר 

לשנות.‏ ואולם,‏ ההטיה בין השיטות היא קבועה,‏ ועל כן היא תשפיע,‏ לכל היותר,‏ על 

הקבוע של הרגרסיה.‏ אשר לסיכון המדינה הכללנו במאמר את מדד ה-‏EMBI 

לסיכון הכללי של השקעה במשקים מתפתחים,‏ וכן בדקנו את יציבות הקבוע ‏(פרמיית 

הסיכון)‏ של הרגרסיה.‏ אכן מצאנו שפרמיית הסיכון ירדה ב-‏‎2005‎‏.‏ אנו מתמקדים 

בריביות ובמטבעות שקל ודולר,‏ מפני שעיקר הפעילות הפיננסית הישראלית במט"ח 

היא מול הדולר.‏ הרחבת המודל לפערי ריבית מול משקים אחרים לא הייתה מעשירה 

את המאמר בתוספת משמעותית.‏ 

:(1996 

3-1 אחוזים 

– 

–

t - ×× ×§ ××©×¨××

Create successful ePaper yourself

Delete template?

Save as template?

t - ×× ×§ ××©×¨××