Wpływ zaburzeń w gospodarce światowej na powiązania stóp procentowych pomiędzy Polską, USA i strefą euro

Transkrypt

1 Ewa Czapla * Wpływ zaburzeń w gospodarce światowej na powiązania stóp procentowych pomiędzy Polską, USA i strefą euro Wstęp Przy stale postępującej globalizacji, gospodarki i rynki różnych krajów, w tym rynki finansowe, stają się coraz bardziej zintegrowane. Świadectwem i konsekwencją tej integracji jest m.in. wyrównywanie się cen i coraz silniejsza, podobna na różnych rynkach krajowych, reakcja na impulsy płynące ze strony rynków zagranicznych [Kleimeier i Sander, 2000], [Sasaki, Yamaguchi i Takamasa, 2000], [Kose, Prasad, Rogoff, Wei, 2006], [Bukowski, 2011]. Związki te z wielu powodów słabną w okresach silnych lokalnych i globalnych zaburzeń ekonomicznych. Wielkie kryzysy finansowe, które należą do najbardziej spektakularnych zjawisk ekonomicznych XX i początku XXI wieku, przejawiają się dwojako: w funkcjonowaniu rynków finansowych oraz w sferze realnej gospodarki, co odzwierciedlają zmiany stóp procentowych. Następuje wtedy zazwyczaj wzrost różnic w poziomach stóp procentowych na rynkach krajowych i osłabienie powiązań między rynkami finansowymi poszczególnych państw. Przykładem takich zachowań może być kryzys w Rosji i Azji Płd.- Wsch. w 1988 roku [np. Ji, 2010; Wang, 2010]. Podobnie światowy kryzys gospodarczy, który w pełni rozpoczął się w połowie 2008 roku, choć jego pierwsze symptomy wystąpiły znacznie wcześniej, mógł spowodować znaczne zmiany w tych powiązaniach [Kamps, 2009], [Mendoza i Quadrini, 2010]. W niniejszej pracy problemy te analizowano na przykładzie rynku stóp procentowych Polski, USA i strefy euro. Zgodnie z teorią parytetu stóp procentowych, przy doskonałej mobilności kapitału oraz stałych kursach walutowych, realne stopy procentowe w różnych krajach powinny być równe [Krugman i Obstfeld, 2007]. W rzeczywistości stopy procentowe na poszczególnych rynkach krajowych nie są identyczne, choć szereg analiz prowadzonych w ostatnich latach wskazuje na spadek dysproporcji w poziomie krajowych stóp procentowych [Alexius,2001], [Bruggemann i Lutkepohl, 2005], [Campbell i in.,2008]. Większość prac w literaturze ekonomii, dotyczących testowania powiązań o charakterze długookresowym między stopami procentowymi, oparta jest na takich technikach ekonometrycznych jak testy integracji i kointegracji. Badania prowadzono zarówno dla realnych, jak i dla nominalnych stóp procentowych. Przedmiotem prowadzonych analiz najczęściej były związki długookresowe i przyczynowe między amerykańskim stopami procentowymi oraz stopami procentowymi strefy euro (wcześniej wiodących rynków europejskich). Uzyskiwane wyniki nie były jednoznaczne, jednak dominujące w przeprowadzanych badaniach było potwierdzenie istnienia * Mgr, Instytut Ekonomii i Zarządzania, Politechnika Koszalińska, ewaczapla@tu.koszalin.pl

2 184 Ewa Czapla powiązań długookresowych [Bruggemann i Lutkepohl, 2005], [Yang, Shim i Khan, 2007]. Najczęstszą konkluzją było stwierdzenie, że rynki finansowe są coraz bardziej zintegrowane, co skutkuje rosnącym powiązaniem cen. Relatywnie mniej przeprowadzono analiz dotyczących powiązań między stopami procentowymi USA lub strefy euro, a stopami procentowymi krajów o słabiej rozwiniętych rynkach finansowych, w tym Polski. Analizy kointegracji, które wskazywały na istnienie długookresowych powiązań pomiędzy stopami złotowymi a zagranicznymi, szczególnie ze stopami strefy euro, przeprowadzili [Rembeza i Przekota, 2008]. Z kolei [Stążka, 2008] w pracy poświęconej m.in. empirycznej niepokrytego parytetu stóp procentowych oraz parytetu realnych stóp procentowych pomiędzy Polską a Niemcami, testowanych wspólnie w ramach skointegrowanego modelu wektorowej autoregresji, uzyskała wyniki wskazujące na to, że parytety te nie znajdują odzwierciedlenia w danych empirycznych. W pracy tej starano się określić, czy i na ile wstrząsy na rynkach finansowych i związany z nimi kryzys gospodarczy ostatnich lat, wpłynęły na powiązania krótkoterminowych i długoterminowych stóp procentowych pomiędzy rynkiem polskim, a rynkiem amerykańskim i strefy euro. W tym celu wszystkie analizy zostały przeprowadzone w dwóch okresach: i Dane i metodyka W niniejszym opracowaniu zostały wykorzystane obserwacje miesięczne (pierwszy notowany dzień miesiąca) oparte na notowaniach dziennych procentowych stóp polskich, amerykańskich i strefy euro, udostępnionych przez Thomson Reuters. Badania zostały przeprowadzone dla stóp trzymiesięcznych (3M) i dziesięcioletnich (10Y), przez wielu ekonomistów uważanych za najbardziej reprezentatywne odpowiednio dla stóp krótko- i długoterminowych. Pierwsze reprezentują rynek pieniężny (stopy procentowe WIBOR dla Polski oraz LIBOR dla USA i strefy euro), drugie rynek kapitałowy (są to rentowności obligacji benchmarkowych, w przypadku strefy euro o ratingu AAA). Podstawowy zakres danych obejmuje okres od , tj od początku wprowadzenia waluty euro, do (łącznie 99 obserwacji miesięcznych). Okres ten dla celów badania został podzielony na dwa podokresy; wyznacznikiem podziału był widoczny na wykresie początek spadku amerykańskich stóp procentowych (zapowiedź kryzysu). Dokładnie są to następujące okresy: dla stóp trzymiesięcznych od do i od do , a dla stóp dziesięcioletnich od do i od do Skrótowo te okresy w dalszej części pracy oznaczone są jako i Na rysunkach 1 i 2 przedstawiono wykresy zmiennych w całym podstawowym okresie badawczym. W pracy wykorzystano takie techniki ekonometryczne, jak analiza integracji i kointegracji, wprowadzone przez [Engle a i Grangera, 1987]. Do badania stopnia integracji zastosowano dwa popularne testy pierwiastka jednostkowego

3 Wpływ zaburzeń w gospodarce światowej na powiązania stóp 185 rozszerzony test Dickey a-fullera (ADF) oraz test Phillipsa-Perrona (PP). W wielu pracach ekonometrycznych podkreśla się, że testowaniu hipotezy zerowej o występowaniu pierwiastka jednostkowego w szeregu czasowym powinno towarzyszyć jednoczesne zastosowanie testu o przeciwnej hipotezie zerowej zakładającej stacjonarność szeregu, względem hipotezy alternatywnej o występowaniu pierwiastka jednostkowego. W związku z tym badanie uzupełniono przeprowadzeniem testu Kwiatkowskiego-Phillipsa-Schmidta-Shina (KPSS), który w hipotezie zerowej zakłada stacjonarność. Rysunek 1. Trzymiesięczne stopy procentowe Polski, strefy euro i USA. 12,00 10,00 PL_3M EU_3M US_3M 8,00 6,00 4,00 2,00 0, Źródło: opracowanie własne. Rysunek 2. Dziesięcioletnie stopy procentowe Polski, strefy euro i USA. 9,00 8,00 PL_10Y EU_10Y US_10Y 7,00 6,00 5,00 4,00 3,00 2, Źródło: opracowanie własne.

4 186 Ewa Czapla Do badania kointegracji, czyli analizy zależności długookresowych, wykorzystano klasyczną już metodę Johansena, która polega na estymacji modelu wektorowej autoregresji przekształconego do postaci modelu wektorowego korekty błędem, metodą największej wiarygodności. Do testowania rzędu kointegracji wykorzystano dwie statystyki: testu śladu oraz testu wartości maksymalnej. Przy wyborze opóźnień dla modelu VAR w pracy skorzystano ze standardowych kryteriów, zamieszczanych w pakietach komputerowych: Akaike (AIC) i Schwarza-Bayesa (SC). 2. Wyniki badań Na wstępie zbadano właściwości wszystkich analizowanych zmiennych w obu okresach. W tablicy 1 zostały przedstawione podstawowe charakterystyki zmiennych. Tablica 1. Statystyki opisowe Stat PL_3M EU_3M US_3M PL_3M EU_3M US_3M Mean Median Maximum Minimum St. Dev Skewness Kurtosis Stat PL_10Y EU_10Y US_10Y PL_10Y EU_10Y US_10Y Mean Median Maximum Minimum St. Dev Skewness Kurtosis Źródło: opracowanie własne. Najszerszym przedziałem zmienności w okresie pierwszym charakteryzują się stopy procentowe polskie, zarówno krótko- jak i długoterminowe. W okresie drugim natomiast następuje istotna zmiana spośród rozpatrywanych zmiennych to właśnie stopy polskie mają najmniejszą szerokość przedziału zmienności. Dokładnie taka sama sytuacja ma miejsce w odniesieniu do odchylenia standardowego. Świadczy to o większej stabilizacji stóp polskich w okresie późniejszym, w przeciwieństwie do zachowania się stóp amerykańskich i strefy euro. Rozkłady wszystkie analizowanych zmiennych w obu okresach są asymetryczne, przy czym w przypadku stóp krótkoterminowych jest to prawostronna asymetria (z wyjątkiem stóp strefy euro w okresie drugim), tzn. rozkłady mają

5 Wpływ zaburzeń w gospodarce światowej na powiązania stóp 187 dłuższe prawe ogony. Większe zróżnicowanie ma miejsce w przypadku stóp długoterminowych w okresie drugim następuje zmiana rodzaju asymetrii w stosunku do okresu pierwszego dla wszystkich badanych zmiennych, przy czym dla stóp procentowych amerykańskich i strefy euro współczynnik skośności w okresie drugim jest bliski zero. Ponadto niemal wszystkie stopy procentowe w obu okresach (z wyłączeniem trzymiesięcznych stóp polskich w okresie pierwszym) charakteryzują się ujemną kurtozą, co oznacza, że zmienne te mają mniej skoncentrowane wartości w porównaniu z rozkładem normalnym. W badaniu integracji zastosowane zostały testy: rozszerzony test Dickey a-fullera (ADF), test Phillipsa-Perrona (PP) i test Kwiatkowskiego- Phillipsa-Schmidta-Shina (KPSS). W przypadku testów ADF i PP sprawdzana była istotność parametrów przy wyborze odpowiedniego równania do testowania i to decydowało o wyborze równania testującego. Ilość opóźnień była dobierana wg kryterium Schwarza. Jako wymagany poziom istotności przyjęto α=0,05. Wyniki jednak często były niejednoznaczne, zatem biorąc pod uwagę fakt, że testy pierwiastka jednostkowego są testami słabej mocy, w przypadkach wątpliwych decydował korelogram, a także ogląd wykresu charakter ścieżki danych. Tablica 2. Wyniki badania stopnia integracji. Badana zmienna PL I(1) I(1) 3M EU I(1) I(1) US I(1) I(1) PL I(1) I(0) 10Y EU I(1) I(1) US I(1) I(1) Źródło: opracowanie własne. Wszystkie stopy procentowe trzymiesięczne ostatecznie zostały uznane za zintegrowane rzędu pierwszego I(1). Dla stóp dziesięcioletnich sytuacja skomplikowała się w przypadku stóp polskich. Ich charakter w pierwszym podokresie był nieco dyskusyjny na pograniczu I(1) i trendostacjonarności. W drugim natomiast okresie zdecydowanie trzeba je uznać za stacjonarne nawet jeśli na wyniki testów wpływa efekt małej próby, to potwierdza to zarówno korelogram, jak i charakter ścieżki na wykresie. Fakt, że akurat w okresie kryzysu stopy polskie stały się stacjonarne może świadczyć o coraz większej stabilizacji gospodarki polskiej wraz z upływem lat, niezależnie od zawirowań w gospodarce światowej; poza tym trzeba zwrócić uwagę na to, że dotyczy to stóp długoterminowych stóp zwrotu z obligacji dziesięcioletnich. Badanie kointegracji przeprowadzono między wszystkimi trzema rozpatrywanymi rodzajami stóp procentowych (polskimi, amerykańskimi i strefy euro) osobno dla każdej kategorii terminowej i odrębnie w obu rozpatrywanych okresach. Zastosowana została metoda Johansena z testami statystyk śladu i maksymalnej wartości własnej. Przed rozpoczęciem badania kointegracji, nale-

6 188 Ewa Czapla ży dokonać wyboru opóźnień dla modelu VAR. W związku z tym, że kryterium Akaike ma skłonność do zawyżania wartości opóźnień, natomiast opóźnienia wskazywane przez kryterium Schwarza z kolei były niekiedy zbyt niskie, jako stopień opóźnienia użyty do badania wybierano możliwie niską (z uwagi na małą liczebność próby) wartość z przedziału między opóźnieniami wskazanymi przez powyższe kryteria, sprawdzając za każdym razem warunek braku autokorelacji reszt. Przeprowadzone testy kointegracji wykazały istnienie jednego wektora kointegrującego w przypadku stóp trzymiesięcznych w obu rozpatrywanych okresach oraz również jednego wektora kointegrującego w przypadków stóp dziesięcioletnich w okresie pierwszym. W okresie drugim kointegracja dla stóp dziesięcioletnich nie była testowana, z uwagi na stacjonarność polskich stóp procentowych. W przeprowadzonych testach kointegracji jako zadowalający poziom istotności przyjęto α =0,05. W rezultacie, na podstawie współrzędnych odpowiednich wektorów kointegrujących, otrzymano następujące równania relacji długookresowych (przedstawione ze zmienną PL jako zmienną zależną): 1) W okresie dla stóp trzymiesięcznych: PL_3M = 2.539*EU_3M *US_3M (1) (0.274) (0.105) (0.672) 2) W okresie dla stóp trzymiesięcznych: PL_3M = 0.739*EU_3M *US_3M (2) (0.038) (0.046) (0.063) 3) W okresie dla stóp dziesięcioletnich: PL_10Y = 2.397*EU_10Y *US_10Y (3) (0.350) (0.528) (2.646) 4) W okresie dla stóp dziesięcioletnich kointegracja nie była testowana. Dla trzymiesięcznych stóp procentowych równania w obu okresach są bardzo podobne, kierunek zmian jest ten sam; zasadnicza różnica polega na tym, że zależności pomiędzy stopami polskim od zagranicznych w drugim okresie wyraźnie uległy osłabieniu. W przypadku dziesięcioletnich stóp procentowych różnica między badanymi okresami jest natomiast zasadnicza, ponieważ stopy polskie po 2007 roku okazują się być stacjonarne, w związku z czym badanie relacji kointegrującej było bezcelowe. Trzeba jednak zaznaczyć, że związek kointegracyjny w okresie także nie był tak jednoznaczny, ponieważ w tym przypadku tylko jedna z rozpatrywanych statystyk testu Johansena dała wynik pozytywny na wymaganym poziomie istotności. Zakończenie W wyniku przeprowadzonych analiz wykazano, że wszystkie badane zmienne w obu rozpatrywanych okresach były zintegrowane w stopniu pierw-

7 Wpływ zaburzeń w gospodarce światowej na powiązania stóp 189 szym, jedynie dziesięcioletnie stopy polskie po roku 2007 stały się stacjonarne. Stacjonarność stóp polskich w tym okresie może wynikać z braku załamania polskiej gospodarki lub (i) nałożenia się różnych czynników z jednej strony wpływających na wzrost stóp, z drugiej na ich spadek. Stwierdzona poprzez testowanie kointegracji słaba zależność długookresowa dziesięcioletnich stóp polskich od dziesięcioletnich stóp amerykańskich i strefy euro w okresie pierwszym, zmieniła się zatem w okresie drugim w brak zależności. Powiązania między trzymiesięcznymi stopami polskimi a stopami zagranicznymi po roku 2007 także uległy rozluźnieniu, jednak związki te nie zmieniły się zasadniczo. Ponadto otrzymane wyniki wskazują na to, że w każdym z obserwowanych okresów i przypadków silniejszy był związek stóp polskich ze stopami strefy euro, niż z amerykańskimi. Literatura 1. Alexius A. (2001), Uncovered Interest Parity Revisited, Review of International Economics, nr 9 (3), Bukowski S.I. (2011), Międzynarodowa integracja rynków finansowych, Centrum Doradztwa i Inforamcji Difin, Warszawa. 3. Bruggemann R., Lutkepohl H. (2005), Uncovered Interest Rate Parity and the Expectations Hypothesis of the Term Structure: Empirical Results for the U.S. and Europe, Applied Economics Quarterly, nr 51, Campbell R.A., Kees G.K., Lothian J.R., Mahieu R. (2008), The Performance of UIP and PPP: Emerging Markets, Working Paper. 5. Charemza W.W., Deadman D.F. (1997), Nowa ekonometria, PWE, Warszawa. 6. Engle R.F., Granger C.W.J. (1987), Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing, Econometrica, nr 55 (2), Ji I.P. (2010), The impact of Asian crisis on market integration: Evidence from East Asian real interest rates, Applied Economics Letters", 18(3), Juselius K. (2006), The Cointegrated VAR Model, Oxford University Press, Oxford. 9. Kamps A. (2009), What drives international money market rates? Lessons from a Cointegration VAR Approach, European Central Bank, Frankfurt, Germany. 10. Kleimeier S., Sander H.(2000), Regionalisation versus globalisation in Eurpean financial market integration: evidence from cointegration analyses, Journal of Banking and Finance, 24, Kose M.A., Prasad E., Rogoff K.S., Wei S.-J. (2006), NBER Working Paper no Krugman P.R., Obstfeld M. (2007), Ekonomia międzynarodowa, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa. 13. Kusideł E. (2000), Modele wektorowo-autoregresyjne VAR. Metodologia i zastosowania, Absolwent, Łódź.

8 190 Ewa Czapla 14. Lutkepohl H. (2005), New Introduction to Multiple Time Series Analysis, Springer-Verlag, Berlin. 15. Majsterek M. (2008), Wielowymiarowa analiza kointegracyjna w ekonomii, Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego, Łódź. 16. Mendoza E.G., Quadrini V. (2010), Financial globalization, financial crises and contagion,, Journal of Monetary Economics, 57(1), Rembeza J., Przekota G. (2008), Powiązania pomiędzy stopami procentowymi w Polsce, USA i strefie euro, Prace Naukowe Akademii Ekonomicznej we Wrocławiu, nr 1191, Sasaki H., Yamaguchi S., Takamasa H. (2000), The globalisation of financial markets and monetary polic,. BIS Conference Papers no.8, Stążka A. (2008), International Parity Relations between Poland and Germany: A Cointegrated VAR Approach, Bank i Kredyt 2008 (3), Wang T. (2010), A Study on the Real Interest Rate Parity Around Subprime Crisis and Asian Financial Crisis : The Case of Asia(10 States) and Europe(7 States), Department and Graduate Institute of Finance, China. 21. Yang J., Shim J., Khan M. (2007), Casual linkages between US and Eurodollar interest rates: further evidence, Applied Economics, Streszczenie Podstawowym celem tej pracy było zbadanie, czy i jaki wpływ miały zaburzenia w gospodarce światowej w latach na istnienie i charakter powiązań między stopami procentowymi Polski, USA i strefy euro. W badaniach zostały zastosowane testy pierwiastka jednostkowego ADF i PP, test stacjonarności KPSS oraz metoda Johansena ze statystykami śladu i maksymalnej wartości własnej. Jako dane wykorzystano notowania dzienne trzymiesięcznych i dziesięcioletnich stóp procentowych polskich, amerykańskich i strefy euro, udostępnione przez Thomson Reuters, przyjmując w badaniu częstotliwość miesięczną (pierwszy dzień miesiąca). Obliczenia zostały przeprowadzone z wykorzystaniem pakietu ekonometrycznego EViews 5.1. Uzyskane wyniki sugerują, że w okresie związki pomiędzy stopami polskimi a stopami strefy euro i amerykańskimi uległy rozluźnieniu. The impact of international economic disturbances on the linkages among Polish, US and Eurocurrency interest rates (Summary) This paper studies the effects of international economic disturbances in on the linkages among Polish, US and Eurocurrency interest rates. There is utilized Johansen s cointegration technique as the main method. The paper employs the threemonth and ten-year interest rates of Poland, US and Eurocurrency market and tests the monthly versions of these series in the period The findings indicate weaker coherence of Polish interest rates with Eurocurrency and US rates in the period Throughout this paper, the computations were done with EViews 5.1.