ELINKEINOEL1(M1(N TUTKIMUSLAITOS THE RESEARCH INSTITUTE OF THE FINNISH ECONOMY. L6nnrotinkatu 4 B, Helsinki 12, Finland, tel.

Transkriptio

1 ETLA ELINKEINOEL1(M1(N TUTKIMUSLAITOS THE RESEARCH INSTITUTE OF THE FINNISH ECONOMY L6nnrotinkatu 4 B, Helsinki 12, Finland, tel Keskusteluaiheita Discussion papers Jussi Mustonen ETLAN RAHOITUSMARKKINAENNUSTEIDEN OSUVUUDESTA VUOSINA No This series consists of papers with limited circulation, intended to stimulate discussion. The papers must not be referred or quoted without the authors' permission.

2 1. JOHDANTO Tassa kirjoituksessa tarkaste11aan ETLAn rahoitusmarkkinaennusteiden osuvuutta. Tarkaste1un kohteena ovat otto- ja anto1airiauksen erinusteet vuosina seka varsinaisten ta11etusten ennusteet vuosina ja pankki1uottojen ennusteet vuosina Kutakin muuttujaa kohden, kuten y1eisesti ETLAn suhdanne-erinusteissa, on nelja ennustehorisonttia, nimittain saman vuoden syksyn, saman vuoden kevaan. ede11isen vuoden syksyn ja ede11isen vuoden kevaan erinusteet, joita on jatkossa merkitty 1yhyesti ao. muuttujasymboo1iin 1iittyvalla vastaava11a numero11a 1,2,3 ja 4. Kaikki kasite1tavat ennusteet on i1 maistu vuosimuutosprosentteina ede11isen vuoden lopun kannasta,ao. vuoden lopun kantaan. Suoritettavan virheana1yysin 1ahtokohta on 1ahinna deskriptiivinen ja pohjautuu paaosin Henry Thei1in 1uomaan ennustevirheana1yysikehikkoon (Thei1, 1958). Tarkoituksena on siten a1uksi pyrkia vastaamaan kysymykseeh'~iten erinusteet ovat osuneet, ja kysymys siita~'miksi erinusteet ovat osuneet siten kuin ovat, jaa tassa vaiheessa sivuun. Tallaisenaan suoritettu tarkaste1u on valttamaton, muttei riittava edellytys erinustemenetelmien tehokkaalle kehittamiselle, vaikkakin myos taman tyyppisen tarkastelun pohja1ta voitaneen saada tietoa siita, mihin erinustemenetelmien kehittamista on suunnattava. Lisaksi tarkastelu antaa kuvan siita, miten tarkasti rahoitusmarkkinaennusteet ylipaatansa ovat osuneet maaliinsa.

3 2 Kirjoituksen rakenne on seuraava. Luvussa 2 on tarkasteltu tiettyjen tunnuslukujen ja graafisten esitysten avulla kuhunkin ennustehorisonttiin liittyvien ennusteiden osuvuutta. Luvussa 3 on lisaksi lyhyesti tarkasteltu rahoitusmarkkinaennusteiden ennustevirheiden riippuvuutta bruttokansantuotteen ennusteiden virheista. Ajatuksena on ollut testata reaali- ja rahapuolen ennusteiden kytkentaa toisiinsa, tarkemmin sanottuna, voidaanko rahoitusmarkkinaennusteiden virheita selittaa johtuviksi vastaavan ajankohdan bkt:n ennustevirheista. 2. RAHOITUSMARKKINAENNUSTEIDEN OSUVUUS 2.1. Kaytetyt tunnusluvut Luonnollinen tapa arvioida tietyn ennustesarjan dsuvuutta on spesifioida ennustevirheisiin liittyva tappiofunktio. Koska objektiivisen tappiofunktion loytaminen, ts. yleisen osuvuusindeksin konstruoiminen on kaytannossa mahdotonta, niin ratkaisuna on esitetty useita dsuvuuttakuvaavia tunnuslukuja, jotka valottavat erinustesarjojen ominaisuuksia eri puolilta. Tassa luvussa on kunkin ennusteen yhteydessa esitetty erinustevirhesarjan keskiarvo, ennustevirheiden itseisarvojen keskiarvo MAD = ll: Ip. - A I J'a ns. Theilin (modifioitu) erisuuruuskerroin n' / 2' V 2 - = l: (P.-A.) Il: (A-A.), ill i 1 vainto ja Aon toteutuneiden missa Pi on ennuste, Ai on toteutunut hahavaintojen keskiarvo ennusteperiodilla. Huomattakoon, etta maarittelemalla ennustevirhe ennusteen ja toteutuneen arvon erotukseksi saadaan virheen etumerkille luonteva tulkinta: positiivinen virhe vastaa yliampumista ja negatiivinen aliampumista.

4 3 Ennustevirheiden keskiarvo voi saada lahella nollaa olevan arvon ennustevirheiden suuruudesta riippumatta, mutta toisaalta virheiden nollasta poikkeava keskiarvo halyyttaa ennusteen systemaattisesta harhaisuudesta. Ennustevirheiden itseisarvojen keskiarvolla (MAD) on intuitiivisesti luonteva tulkinta: se kuvaa keskimaaraisen (yli- tai aliampuvan) virheen suuruutta 1 ). Erisuuruuskerroin V saa arvon nolla ns. taydellisen erinusteen tapauksessa ja arvon yksi, kun ennusteiden keskineliovirhe on yhtasuuri kuin sellaisella ennusteella, jolloin kutakinvuotta olisi erinustettu tarkasteluperiodin keskimaaraisella 'muutoksella (joka ei tietenkaan ole etukateen tiedossa). V 2 voidaan tulkita myos ennustettavan muuttujan hajonnalla normeerattujen erinustevirheiden keskineliovirheeksi, jolloin voidaan tietyssa mielessa verrata eri muuttujien ennusteiden osuvuutta toisiinsa; tal loin tulee ennustettavan muuttujan variaation voimakkuus otetuksi huomioon. Liitteessa 2 on lisaksi esitetty joukko muita erinusteiden osuvuuteen liittyvia tunnuslukuja, joiden tarkemmista maarittelyista ja tulkinnoista viitataan ETLAn C-sarjassa piakkoin ilmestyvaan tutkimukseen ETLAn suhdanne-ennusteista (Mustonen, 1982b) tai tekijan pro gradu -tyohon (Mustonen, 1982a). Tunnuslukuja tarkasteltaessa on syyta pitaa mielessa, etta tarkasteluperiodin lyhyyden vuoksi taytyy tunnuslukujen stabiilisuuteen suhtautua 1) Tyypillisesti ennustevirheiden jakaumat ovat yksihuippuisia ja nollan molemmin 'puolin k~skittyneita, jolloin absoluuttisten virheiden jakauma on vino. Parempi keskiluku olisi talloin ~bsbluuttisten virheiden mediaani (vrt. esimerkiksi ETLAn Suhdanteen liite 4).

5 4 varoen. Esimerkiksi toteutuneiden lukujen ja ennustettujen lukujen eraissa tapauksissa negatiivinen parittaiskorrelaatio (ks. liite 2) voidaan useimmiten "se littaa" yhdella poikkeuksellisella havainnolla. Tarkasteltavista muuttujista on pisimmista havaintosarjoista, anto- ja ottolainauksesta, esitetty seuraavat kuviot: 1. Ennusteet ja toteutuneet havainnot 2. Ennustevirheaikasarjat erinustehorisonteittain 3. Ennusteiden ja toteutuneiden havaintojen hajontakuviot ennustehorisonteittain Hajontakuvioihin on merkitty kuhunkin havaintoperiodiin liittyva toteutuneiden muutosten keskiarvo, joka jakaa hajontakuvion neljaan kvadranttiin, jolloin keskimaaraisen muutoksen suhteen oikean suuntaiset muutosennustehavainnot sijoittuvat I ja III kvadranttiin. Koska eri ennustehorisontteihin liittyvat havaintoperiodit (ja siis myos toteutuneiden muutosten keskiarvot) poikkeavat toisistaan, niin em. kvadranttijako on vaistamatta hieman mielivaltainen. Tarkasteltavat sarjat on taulukoitu liitteessa Antolainaus Antolainauksen (AL), joka kasittaa pankkien markkamaaraiset 'luotot, muutosten vaihteluvali tarkast~luperiodina on otlut,(11.0,24.4) ja hajonta 4.2 %-yksikkoa. Taulukossa 1 on esitetty kappaleessa 2.1. mainitut tunnusluvut.

6 5 Taulukko 1. Antolairiausennusteiden osuvuus Virheiden Havainto- Muuttuja keskiarvo MAD.V periodi. AL AL AL AL Virheiden keskiarvojen perusteella ovat kaikkiin erinustehorisontteihin liittyvat ennusteet olleet keskimaarin alaspain harhaisia. Erinustevirhesarjojen perusteella (kuvio 2) nahdaan, etta saman syksyn ennusteet (AL1) ovat a1iarvi oi neet toteutunutta kehitysta yhuijaksoi sestivuosi na , kun taas muihin ennustehorisontteihin liittyvissa virheissa ei ole nakyvissa yhta selvaa systemaattisuutta. Eri erinustehorisontteihin liittyvien MAD- ja V-lukujen valossa ei ennusteiden osuvuus ole yksikasitteisesti parantunut ennustehorisontin lyhenemisen myota, vaan esimerkiksi saman kevaan erinusteiden (AL2) keskimaarainen absotuuttinen virhe on suurin, Ottolainaus Ottolairiaus (OL) kasittaa markkamaaraisen ottolainauksen, s.o. seka kateistalletukset etta varsinaiset talletukset. Ottolainauksen keskihajonta on tarkasteluperiodilla ollut hivenen pienempi kuin antolainauksen. Tasta johtuu se, etta vaikka ottolairiauksen MAD-luvut ovat pienemmat kuin antolairiauksen vastaavat luvut samanvuoden kevaan (OL2)

7 Kuvio 1. ANTOLAINAUKSEN ENNUSTEET la TOTEUTUNEET HAUAINNOT ~ 25 j I 20 1 I I I 111' P"",,,-"'3 lij '~,~ \, I~ r4 1 I 1 I I I I I m 11 \ f2l -, ~ ll-~ r.l / 2 W w '...r 141 I. V " 2 ttj,~ I I TJc.. 74 ID

8 7 Kuvi 0 1'2 ril/tolai~lauk~t:tl 10,".,. C,. ''"J DmU51EVIRllEET m- -=- ~ 0,~ ~-- -~ --~ -:--~. " -] AlI1QAIIlIll~:SE:~ ENNU5TEV lrheet,,"n l "'...ii, n ~llrhii~ll'.... ~ _J /'- J~, :::... V'- ~~I.../ " ~ ANTOlAINt1UKSEN ENNU5IEVIRfIEET EJ.ll,en ~5Yn N,nuslee /" /......~,,'/ "'-/ 1'...' j ~:f}ainiilikwi ENtlUSTEV IRHEET I.on, "Mn pnnl'sl.el -10 0,,/ 1'-: -"... ~ ~"' j'\.., I.. ~ ~ ~r Kuvi 0 3 ANTOLAHIAUKSEN SAJ1AN SYKSYN ENNUSTEET ",t" ANTOL,1INAUl;SEN EDELLISEN SYKSYN ENNUSiEET 25 ~Ulml,~l--.., , i---""'aTl WS i ~U ~8 o Ennusle Ennusle ANTOlAINAUKSEN SA.~AN KEVMN ENNUSTEET 25. ""' 13 ANTOlAINAUKSEN EDELLISEN KEVMN ENNUSTEET 25 Toloul unul '. BO BO B B1 S Ennusl e Ennusl.

9 8 ja edellisen vuoden syksyn (OL3) ennusteissa, niin ottolainauksen V- luku on antolainauksen V-lukua pienempi vain saman vuoden kevaan erinusteessa. V-lukujen perusteella ottolainausennusteet haviaisivat niukasti keskineliovirhekriteerilla arvioituna ns. keskimaaraisen muutoksen ennusteelle lukuunottamatta saman syksyn ennusteita (OL1). Taulukko 2. Ottolainausennusteiden osuvuus Virheiden Havainto-.Muuttuja keskiarvo MAD. V.. peri od; OL OL OU OL ~81 Virheiden keskiarvojen perusteella myos ottolainausennusteillaonaliarvioimistaipumus, joka on perua 1~70-1uvun alkupuolen systemaattisista aliarvioinneista (ks. kuvio 5). Toisin kuin antolainausennusteilla, ottolainausennusteiden osuvuus paranee monotonisesti ennustettavan ajankohdan tullessa lahemmaksi. Toteutuneiden anto- ja ottolainauslukujen parittaiskorrelaatio on 'vuosina ollut 0.521, mika poikkeaa nollasta 10 %:n merkitsevyystasolla. Voidaan ajatella, etta tehtyjen anto- ja ottolairiauserinusteiden konsistenttisuus vaatisi, etta myos ennustettujen anto- ja ottolainauslukujen valinen korrelaatio on nollasta poikkeava (ja positiivinen). Taulukossa 3 on esitetty erinustettujen anto- ja ottolairiauslukujen korrelaatiot. Taulukosta nahdaan, etta vain saman syksyn erinustei-

10 Kuvio 4 OTTOLAINAUKSEN ENNUSTEET la TOTEUTUNEET HAUAINNOT 21 ~ i ,I \ / \ / 11 \,/ \ ;'/ \I;' 21 I~ l1 11 / ;' ~;,~;' rl L!J l ;'14! 13 ;j --"" [!] ~

11 l~:;-;~---'-- 10 Kuvio' 5 "tlt~rt;'"w ~- --. o ~ ~ ::::;;;.1.-:-f-- =:..-~ --~ ( otw.altir='y.~ " [~ I...,.,...", E/;i:u5TEU IF:fiEET / o +--l--+-/,;;::-,_-i---l--v--~ ~- _./ ----./ ~ o 1/ o '.../ I ' Ku vi ~-._----~-'-.._. _._. ~ OnClnlNflUKSEN SflMII SYKSYN ENNlISTEET 22 TQt~"I, nut onolainflukseh EOELLISEH SYKSYH EHNUSTEET 22 Tot.ut unut 7\ 71., llu 75 79, ~., 15.5& gr... +;;,.,16,.,.-Q---' Ennustt e 15.S8 2 OTTll.~ItI~UKSEtl Sn.~AN KEUM!N HINUSTEET 22 Tot.utunul OTTOLAltIAUKSEN EDELLISEN KEVMII ENNUSTEET 22 Tot.ut unut ~, u, 78 llq ~ Awlll_il'IO- --l 79 n 76 B ~8---~-:!~~---l Ennuste n 76 9 ±-e ':5-=.2~1----:l2 Ennustt'

12 11 den korrelaatio ei kovin selvasti eroa nollasta, vaikkakin ainoastaan saman kevaan ja edellisen syksyn ennusteiden korrelaatiot ovat nollasta poikkeavat 10 %:n merkitsevyystasolla. Erinustevirheiden korrelaatiot ovat myos positiivisia, mutteivat merkitsevia em. merkitsevyystasolla. Taulukko 3. Anto- ja ottolainausennusteiden korrelaatiot Ennusteajankohta r(ali,oli) Havaintojen lkm... Sama syksy, i = Sama kevih, i= *) 10 Edell. syksy, i=3 0.86t) 10 Ede11. kevat, i = B *) poikkeaa nollasta 10 %:n merkitsevyystasolla Taulukossa 4 on vertailun vuoksi esitetty anto- ja ottolairiauksen seka bkt:n maaran ja hinnan ennustevirheisiin liittyvat MAD- ja V-luvut. Rahoitusmarkkinaennusteet haviavat saman vuoden erinusteissa bkt:n ennusteiden osuvuudelle, mutta seuraavan vuoden ennusteissa sijoittuvat anto- ja ottolainausennusteet osuvuudeltaan tyypillisesti bkt:n maaraja hintaennusteiden valiin (osuvuuslukuja arvioitaessa on muistettava, etta anto- ja ottolainauserinusteet liittyvat arvq5uureisiin).

13 12 Taulukko 4. Anto- ja ottolainauksen seka bkt:n maaran (=y) (= py) ennusteiden osuvuus v ja hinnan MAD V Ennustehorisontti AL OL Y py AL OL y.. py " 4 " " " " = saman syksyn ennuste 2 = saman kevaan ennuste 3 = ede 11 i sen syksyn ennuste 4 = ede 11 i sen kevaan ennuste Valtiovarainministerion suhdanne-ennusteita koskeneessa tutkimuksessa (Tervonen ja Vartia, 1981) on paadytty varovaiseen johtopaatokseen, etta ennusteiden osuvuus on kokonaisuudessa parantunut uvulla verrattuna kahteen aikaisempaan vuosikymmeneen. Samansuuntaiseen tulokseen on tultu myos ETLAn saman vuoden huoltotase-erinusteiden osalta koskien 1970 luvun loppupuoliskoa verrattuna sen alkupuoliskoon (Mustonen, 1982a). Taulukossa 5 on esitetty anto- ja ottolainausennusteiden osuvuutta kuvaavat tunnusluvut, kun havaintoperiodeina on kaytetty varsinaisten talletusten ennusteiden havaintoperiodeja ennustehorisonteittain. Taulukosta nahdaan, etta vaikkakaan millaan tilastollisella menetelmalla ei voitane vahvistaa ennusteiden osuvuuden pararitumista verrattuna ~970 luvun alkupuolen ennusteisiin, niin "kuitenkin erinusteisiin liittyva systemaattinen harhaosuus Um (vrt. liite 2) on selvasti pienentynyt, kuten myos MAD- ja V~luvut eraita poikkeuksia lukuunottamatta.

14 13 Taulukko 5. Anto- ja ottolainausennusteiden osuvuus vuosina Virheiden Havainto- Muuttuja keskiarvo MAD V. Um1) periodi AL AL AL AL OL OL OL OL I 1) Um on ns. Theilin dekomposition harhaosuus (Theil, 1958) Varsinaiset talletukset ja luotonanto Havaintojen vahyyden vuoksi esitetaan varsinaisten talletusten (VT) ja luotonannon (= pankkiluotot) (LA), joka kasittaa markkamaaraisten luottojen lisaksi valuuttaluotot, ennusteista vain tunnuslukutaulukko 4. Myos naiden muuttujien ennustevirheiden keskiarvot ovat negatiivisia lukuunottamatta luottojen saman syksyn ennusteita (LA1). Molempien muuttujien ennusteiden osuvuus paranee ennustehorisontin lyhenemisen myota.

15 14 Taulukko 6. Varsinaisten talletusten (VT) ja luottojen (LA) erinusteiden osuvuus Virheiden Havainto-,Muuttuja keskiarvo.. MAD V peri odi VT VT VT VT ~81 LA LA ~81 LA LA Kaikkien edella kasiteltyjen muuttujien erinusteiden aliarvioimistaipumusta korostaa myos erinustevirheiden mediaanien negatiivisuus, poikkeuksina kuitenkin ennusteet LA1, LA2 ja LA3. Huomattavaa kuitenkin on, etta yhdenkaan edella kasitellyn muuttujan erinustevirheiden keskiarvo ei tilastollisesti poikkea nollasta edes 25 %:n merkitsevyystasolla ( ks. 1i ite 2). 3. ANTO- JA OTTOLAINAUSENNUSTEIDEN SEK~ BKT:N ENNUSTEIDEN VIRHEET Lopuksi kasitellaan lyhyesti bkt:n ennustevirheiden vaikutusta anto- ja ottolainausennusteiden virheisiin. Rahamarkkinat eivat toistaiseksi ole eksplisiittisesti mukana ETLAn suhdannemallin rakenteessa (ks. tarkemmin Vartia, 1974 ja Pylkkanen-Kirinunen, 1981), vaikkakin kaytannon ennustetyossa rahoituserinuste ja reaalipuolen erinuste riippuvat toisis-

16 15 taan ja tavoitteena on koko talouden kehitysnakymien konsistenttisuus. Seuraavassa tarkastelussa on lahtokohtana se, etta rahatalous laajasti ymmarrettyna sopeutuu yleisen taloudellisen aktiviteetin suhdannevaihteluihin ja on tutkittu, miten viimeksimainitun erinustevirheet ovat heijastuneet ennustevirheina rahoitusmuuttujissa. Taman ajatuksen selvittamiseksi on estimoitu tavallisella pns~menetelmalla bkt:n arvon erinustevirheiden ja anto- ja ottolairiausvirheiden valilla seuraavat yksinkertaiset mall it: (1) Ol. = CI.. + S. y. + e, i=1,2,3,4 (2) Al. = Cl. ~ + S ~ Y. + e, i = 1,2,3,4 Ol. = ottolainauksen ennustevirhe ennustehorisontilla i 1 Al. = antolainauksen ennustevirhe ennustehorisontilla i 1 Y t = bkt:n arvon ennustevirhe ennustehorisontilla i i = i = 2 i = 3 i = 4 saman syksyn ennuste saman kevaan ennuste edellisen syksyn ennuste edellisen kevaan erinuste Estimointitulokset ovat seuraavalla sivulla taulukossa 4.

17 16 Taulukko 7. Anto- ja ottolainausennusteiden virheiden sel itysmall it Selitettava muuttuj a Vakio y1) R 2 D-.W p(o,n 2 ) Ol O. 111 (-0.47)3) (1.20) Ol (-0.36) (1.17) Ol (-0.32) (1. 36) Ol (0.31 ) (1. 53) Al (-0.58) (0.95) Al (0.40 ) (5.15) Al (0.16) (3.60) Al (0.98) (2.92).. 1) Bkt:n arvon muutoksen ennustevirhetta on arvioitu bkt:n hinnan ja volyymin muutoksien ennustevirheiden summalla. 2) P(0,1) on hypoteesin (a,s) = (0,1) todennakoisyystaso (F-testi). 3) t-luvut ovat suluissa estimaattien alapuolella. Taulukon 7 viimeisessa sarakkeessa on F-testisuureen arvoa vastaava todennakoisyystaso hypoteesille, etta anto- tai ottolainauksen virhe generoituisi mallista (3) Ol. = y. + e 1 1 Al i = Yi + e.

18 17 Antolainauksen kohdalla eivat vakiokertoimet poikkea merkitsevasti nollasta, mutta sen sijaan saman vuoden syksyn ennusteita lukuunottamatta ovat bkt:n ennustevirheiden kertoimet selvasti merk'itsevia. Saman kevaan ennusteiden osalta ei voida hylata hypoteesia, etta virheet generoituisivat mallista (3). Antolainausennusteiden virheiden riippuvuus reaalitalouden ennustevirheista on odotettua ja yhteensopivaa luottomarkkinoiden ja erityisesti investointien laheisen yhteyden takia. Saman vuoden syksyn ennusteissa, kun pankkisarjoista on kertynyt enemman luotettavampaa tietoa kuin reaalitaloudesta, ei ennuste enaa pohjaudu samassa maarin investointiennusteeseen. Ottolainauksen osalta ei yksikaan kerroinestimaatti poikkea merkitsevasti nollasta. Toisaalta on huomattavaa, etta selitysasteet, jotka kieltamatta ovat sangen vaatimattomia, kasvavat ennustehorisontin pitenemisen myota. Yksi tulkinta talle on, etta vaikka bkt:n ennustevirheet eivat suoraan vaikuttaisi ottolainauksen ennustevirheisiin, niin ne valittyvat an to- ja ottolainausennusteiden laheisen yhteyden kautta pidemmilla ennustehorisonteilla. Tama perustuu siihen, etta syksysta 1978 lahtien on rahoitusennusteiden kehikkona kaytetty rahoitusvirtamatriisia, jonka yhtena perusajatuksena on talletusten ennusteen maaraytyminen luotonannon ennusteen avulla (ks. tarkemmin Alho, 1980) ja voitaneen olettaa, etta myos ennen vuotta 1978 on ajatusketju ollut samansuuntainen. Kayttamalla anto- ja ottolainausennusteiden virheiden selittajina seka bkt:n maaran etta hinnan ennustevirheita saadaan ottolainauksen yhtaloissa bkt:n maaran kertoimille noin ykkosen 'suuruiset kertoimet, jotka ovat merkitsevia ennustehorisontista riippuen %:n merkitsevyystasolla. Myos antolainauksen yhtaloissa ovat bkt:n maaran kertoimet samaa

19 18 suufuusluokkaa ja lisaksi merkitsevia 5 %:n merkitsevyystasolla. Toisaalta saman syksyn erinusteita lukuunottamatta antolairiauserinustevirheiden yhtaloissa ovat myos bkt:n hinnan ennustevirheiden kertoimet merkitsevia, vaikkakin suuruudeltaan pienempia kuin maaravirheiden kertoimet. Tama viittaa siihen, etta bkt:n maaran ennusteet ovat olleet tarkeampi tekija anto- ja ottolainausennusteiden kannalta ja hintaennusteille on annettu vastaavasti vahemman painoa. Saman syksyn erinusteita lukuunottamatta hintaennusteiden osuvuus onkin ollut selvasti heikompaa kuin vastaavien maaraerinusteiden (ks. esim. 'Mustonen, 1982a).

20 19 Lahteet Alho K. (1980): Rahoitusvirtamatriisin ratkaiseminen ja tulostaminen ETLAn ennustusjarjestelmassa. ETLA, Keskusteluaiheita No. 55. Mustonen J. (1982a): Ekonometrisella mallilla tuotettujen ennusteiden virheanalyysi: Elinkeinoelaman Tutkimuslaitoksen suhdanneennusteet vuosina Helsingin Yliopiston kansantaloustieteen pro gradu -tyo. Mustonen J. (1982b): ETLAn vuosille laatimien suhdanne-ennusteiden virheanalyysi. ETLA, C 25. (julkaisematon kasikirjoitus) Pylkkanen E. ja Kinnunen J. (1981): ETLAn ekonometrinen malli syyskuussa ETLA, Keskusteluaiheita No. 93. Tervonen K. ja Vartia P. (1981): Valtiovarainministerion vuosille laatimien suhdanne-ennusteiden osuvuus. ETLA, C 22. Theil H. (1958): Applied Economic Forecasting. Amsterdam. Vartia P. (1974): An econometric Model for Analyzing and Forecasting Short-Term Fluctuations in the Finnish Economy. ETLA A:2.

21 20 Liite 1._ Ennusteet. ja toteutuneet ha...ainnot Varsinaiset talletukset Luotonanto VTl VT2 VT3 VT4 VT LAl LA2 LA3 LA4 LA B ' B BO IB Ottolainaus Antolainaus OLl OL2 OL3 OL4 OL All AL2 AL3 AL4 AL B B IB.O ::: ll B & =saman syksyn ennuste 2=saman kevaan ennuste 3=edellisen kevaan ennuste 4=edellisen syksyn ennuste

22 21 Liite 2_ Er~ita tunnus1uku.ja 1) meanlpl mean(al mean(el s(pl s(al s(el HAD HSE RHS rip.a) IVU VT VT V Ll ' ::: Ol Dl ' lal la :;' la lm All Al is Al Al a b li V Um Us Uc Ur Ud mediaani med(absl Prlmeansl IIJU O.SS VT " VT VH Oll Ol Ol Ol lal la la LA All Al Al Al , ) Ks. Mustonen (1982a). Pr(means) on ennusteiden ja toteutuneiden havaintojen keskiarvojen yhtasuuruustestin todennako;syystaso.