Determinanty rentowności obligacji skarbowych peryferyjnych krajów strefy euro w warunkach stabilności i kryzysu

Transkrypt

1 Bank i Kredy 47(2), 2016, Deerminany renowności obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro w warunkach sabilności i kryzysu Wojciech Grabowski*, Ewa Sawasz # Nadesłany: 3 sierpnia 2015 r. Zaakcepowany: 11 luego 2016 r. Sreszczenie W arykule zidenyfikowano deerminany renowności 10-lenich obligacji skarbowych Grecji, Hiszpanii, Irlandii, Porugalii i Włoch. Badaniem objęo rzy fazy w okresie przedkryzysowym oraz w okresie kryzysu, podzielonym na dwa podokresy przed wprowadzeniem programu bezwarunkowych ransakcji monearnych (ourigh moneary ransacions, OMT) przez Europejski Bank Cenralny i po jego wprowadzeniu. Orzymane wyniki wskazują na zmianę wpływu uwzględnionych kaegorii makroekonomicznych na renowność w wyszczególnionych fazach. W począkowej fazie kryzysu wyraźnie wzrosła rola fundamenalnych zmiennych w kszałowaniu się renowności obligacji skarbowych. Po wprowadzeniu programu OMT znaczenie ych czynników powróciło do poziomu sprzed kryzysu. Słowa kluczowe: renowność obligacji skarbowych, kryzys w srefie euro, program OMT, koinegracja panelowa JEL: C23, F33, F36 * Uniwersye Łódzki, Kaedra Modeli i Prognoz Ekonomerycznych; emfwog@uni.lodz.pl. # Uniwersye Łódzki, Kaedra Międzynarodowych Sosunków Gospodarczych.

2 120 W. Grabowski, E. Sawasz 1. Wsęp Globalny kryzys finansowy, kórego źródłem był wybuch paniki na rynku międzybankowym w Sanach Zjednoczonych laem 2007 r., rozprzesrzenił się na inne gospodarki. W srefie euro objawił się w szczególności jako kryzys zadłużeniowy części jej członków. Kraje należące do zw. peryferii srefy euro, j. Grecja, Hiszpania, Irlandia, Porugalia i Włochy, odnoowywały isone przyrosy udziału deficyu i długu publicznego do PKB, czemu owarzyszył wyraźny wzros renowności emowanych przez nie obligacji skarbowych o różnych erminach zapadalności. Analizując kszałowanie się renowności obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro (por. wykres 1), można wyróżnić rzy fazy. W pierwszej dekadzie funkcjonowania serfy euro obserwowano silną konwergencję długoerminowych nominalnych sóp procenowych. Obligacje skarbowe poszczególnych krajów srefy euro były posrzegane jako bliskie subsyuy mimo wyraźnego zróżnicowania ich syuacji fiskalnej. Jak oceniają Manganelli i Wolswijk (2009), zjawisko o wynikało m.in. z: eliminacji ryzyka kursowego, procesu doganiania, harmonizacji procedur rozrachunkowych i rozliczeniowych oraz posępującej konwergencji sysemów podakowych. W drugiej fazie, kóra obejmuje globalny kryzys finansowy oraz wybuch i eskalację kryzysu zadłużeniowego w części krajów srefy euro, różnice miedzy renownością obligacji skarbowych jej członków isonie wzrosły. W szczyowym momencie kryzysu renowność długoerminowych obligacji skarbowych części analizowanych krajów osiągała warości dwucyfrowe (II połowa 2011 r. i I połowa 2012 r.). W rzeciej fazie zaobserwowano wyraźny spadek długoerminowych nominalnych sóp procenowych. Za jej począek uważa się zapowiedź wprowadzenia programu bezwarunkowych ransakcji monearnych (ourigh moneary ransacions, OMT) przez Europejski Bank Cenralny (EBC) laem 2012 r. Celem arykułu jes idenyfikacja deerminan renowności 10-lenich obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro. Badanie prowadzone jes dla rzech faz (I kwarał 2001 II kwarał 2008, III kwarał 2008 II kwarał 2012, III kwarał 2012 IV kwarał 2014) oraz dla całego okresu: I kwarał 2001 IV 2014 r. W dalszej kolejności sprawdzono, czy wpływ wyszczególnionych deerminan zmieniał się w czasie. W przypadku swierdzenia akich różnic, podjęo próbę ich wyjaśnienia. Arykuł składa się z pięciu części. Po Wsępie przedsawiono przegląd badań poświęconych kszałowaniu się długoerminowych nominalnych sóp procenowych w srefie euro. W szczególności zaprezenowano wyniki badań, w kórych dokonano porównania syuacji na rynkach obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro w okresie przedkryzysowym i w czasie kryzysu srefy euro. W części rzeciej sformułowano hipoezę badawczą oraz opisano poencjalne deerminany renowności obligacji skarbowych. Zaprezenowano źródła danych i saysyki opisowe. Część czwara zawiera opis wykorzysanych meod oraz wyniki badania empirycznego. Arykuł zamykają wnioski oraz bibliografia. 2. Przegląd leraury Od wybuchu kryzysu zadłużeniowego w części krajów srefy euro powsało wiele arykułów naukowych poświęconych deerminanom renowności obligacji skarbowych jej członków. W wielu z ych prac próbowano zidenyfikować przyczyny rosnących spreadów między renownością 10-lenich obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro a renownością odpowiednich walorów niemieckich. Najczęściej zwracano uwagę na: nierozropną polykę fiskalną w analizowanej grupie

3 Deerminany renowności obligacji skarbowych krajów (ang. fiscal profligacy; Malrz 2012), spadek konkurencyjności ych gospodarek przed kryzysem (Koronowski 2011; Gibson, Hall, Tavlas 2012; Alessandrini i in. 2014), brak auomaycznego mechanizmu dososowawczego umożliwiającego redukcję nierównowagi w srefie euro (Dellas, Tavlas 2012), a akże mechanizm samospełniających się oczekiwań w warunkach braku insyucji pożyczkodawcy osaniej insancji dla rządów krajów srefy euro (De Grauwe; Ji 2013, 2014). Wiele badań poświęconych omawianemu zagadnieniu wskazuje na różny w czasie wpływ poszczególnych czynników na renowność długoerminowych obligacji skarbowych w srefie euro. Przykładowo Bernoh, Von Hagen i Schuknech (2012) zauważają, że przed kryzysem fundameny makroekonomiczne okazały się prawie nieisone dla kszałowania się renowności, podczas gdy w okresie kryzysu ich rola znacznie wzrosła (por. eż Afonso, Arghyrou, Kononikas 2013). Wzros wrażliwości rynków obligacji skarbowych na kszałowanie się fundamenów makroekonomicznych w okresie kryzysu zadłużeniowego jes akże wnioskiem płynącym z badań: Beirne a i Frazschera (2013), Favero (2013), Oliveiry i in. (2012) oraz Bernoha i Erdogana (2012). Niekórzy auorzy porównują wrażliwość długoerminowych sóp procenowych na kszałowanie się zmiennych fiskalnych i pozosałych kaegorii makroekonomicznych w różnych grupach krajów. Przykładowo De Grauwe i Ji (2013) wskazują na różnice między peryferyjnymi gospodarkami srefy euro a krajami, kóre prowadzą auonomiczną polykę pieniężną. Rezulay ich badań pokazują, że w srefie euro rynki obligacji są bardziej podane na samospełniające się przepowiednie w odniesieniu do kryzysów płynności. W ocenie auorów wynika o z faku, że w warunkach braku insyucji pożyczkodawcy osaniej insancji dla rządów srefy euro poszczególne kraje członkowskie emowały dług w obcej walucie, pozosającej poza ich konrolą. Heerogeniczność wpływu zmiennych fundamenalnych na renowność długoerminowych obligacji skarbowych wewnąrz srefy euro jes z kolei przedmioem badań Giordano, Pericoli i Tommasino (2013). Wskazują oni, że w okresie, kiedy peryferyjne kraje srefy euro borykały się z kryzysem zadłużeniowym, kraje zw. cenrum, w ym przede wszyskim Niemcy, odnosiły korzyść w posaci zw. ucieczki w jakość (ang. fligh o qualy effec). W konsekwencji, mimo pogorszenia się syuacji fiskalnej również w krajach cenrum srefy euro, obniżyła się renowność ich obligacji skarbowych (por. eż Gibson, Hall, Tavlas 2015). 3. Specyfikacja modelu ekonomerycznego. Hipoeza Zbiór poencjalnych deerminan renowności 10-lenich obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro uworzono na podsawie sudiów leraury (m.in.: De Grauwe, Ji 2013; Giordano, Pericoli, Tommasino 2013; Oliveira, Curo, Nunes 2012; Malrz 2012; Gajewski 2014; Kujawski i in. 2015). Był on akże uwarunkowany dosępnością danych. Poniżej przedsawione są poencjalne zmienne objaśniające oraz ich spodziewany wpływ na kszałowanie się renowności. Dług publiczny do PKB. Oczekiwany znak parameru sojącego przy ej zmiennej jes dodani. Wzros zadłużenia prowadzi do pogorszenia się oceny ryzyka danego kraju. W efekcie inwesorzy żądają wyższej premii za ryzyko. Dodanio isony wpływ relacji długu publicznego do PKB w okresie kryzysu dla peryferyjnych krajów srefy euro powierdzili m.in. Oliveira i in. (2012) oraz De Grauwe i Ji (2013, 2014). Ponado wysoki dług publiczny może zwiększać procykliczność polyki fiskalnej, co przyczynia się do obniżenia empa wzrosu gospodarczego (Siwińska-Gorzelak 2015). Waro zaznaczyć, że omawiana zmienna może oddziaływać na kszałowanie się renowności obligacji skarbo-

4 122 W. Grabowski, E. Sawasz wych również w inny sposób. Przykładowo, oprócz poziomu długu i jego dynamiki isoną rolę mogą odgrywać akie czynniki, jak srukura podmioowa długu krajowego czy możliwość prowadzenia auonomicznej polyki pieniężnej (Yoshino, Vollmer 2014). Wpływy podakowe w relacji do PKB. Ocena zdolności danego kraju do spłay zadłużenia może zależeć akże od jego skueczności w ściąganiu podaków. Jak argumenują Aizenman, Huchison i Jinjarak (2013), nawe kraj o niskiej relacji długu do PKB może mieć problemy z obsługą zadłużenia, jeśli jego możliwości w zakresie ściągania podaków są ograniczone. Dynamika PKB. Obniżenie empa wzrosu PKB powinno się przyczynić do wzrosu renowności obligacji skarbowych. Wraz z pogorszeniem się koniunkury kraj może mieć problemy ze ściągalnością podaków, a ym samym z obsługą zadłużenia. Inflacja. Przyspieszenie dynamiki cen prowadzi do spadku konkurencyjności danej gospodarki, co w dalszej kolejności może przełożyć się na wysąpienie deficyu na rachunku obroów bieżących. W konsekwencji, zadłużenie kraju może wzrosnąć (De Gruwe, Ji 2013). Oczekiwany znak parameru jes zaem dodani. Z drugiej srony w warunkach wysokiego empa wzrosu gospodarczego podwyższony poziom inflacji może nie prowadzić do wzrosu renowności obligacji skarbowych. Związek między dynamiką cen a sopą dochodowości obligacji skarbowych może być zaem niejednoznaczny. Saldo rachunku obroów bieżących. Deficy lub nadwyżka na rachunku obroów bieżących są miarą zewnęrznej konkurencyjności gospodarki. Kraje, kóre odnoowują wysokie deficyy na rachunku bieżącym, posrzega się jako mniej konkurencyjne w wymianie handlowej. Ponado deficyy na rachunku obroów bieżących są równoznaczne ze wzrosem zadłużenia zagranicznego neo danego kraju (zarówno sekora prywanego, jak i publicznego). Zwiększa o ryzyko kredyowe i ryzyko niewypłacalności rządu w dwojaki sposób: a) pośrednio: wzros zadłużenia zagranicznego neo, będący wynikiem nadmiernych wydaków sekora prywanego, może prowadzić do wzrosu ryzyka kredyowego ego sekora, co negaywnie wpływa na syuację sekora rządowego; w warunkach pogarszającej się akywności gospodarczej jego dochody maleją, a deficy budżeowy rośnie; b) bezpośrednio: jeżeli wzros zadłużenia zagranicznego neo jes generowany przez sekor publiczny, obniża się zdolność danego kraju do obsługi długu. W celu uwzględnienia zadłużenia zagranicznego neo kraju w badaniu wykorzysano skumulowaną relację salda rachunku obroów bieżących do PKB (cumulaive curren accoun balance CCAB), zgodnie z meodą zaproponowaną przez De Grauwe i Ji (2013). Oczekuje się, że wraz ze wzrosem warości zmiennej CCAB będzie nasępował spadek renowności. Indeks VIX. Wzros warości indeksu VIX (implikowana zmienność dla indeksu S&P500) świadczy o inensyfikacji napięć na globalnych rynkach finansowych. W rezulacie renowność obligacji skarbowych powinna wzrosnąć. W badaniu empirycznym wykorzysane są dane kwaralne obejmujące okres I kwarał 2001 IV kwarał 2014 r. Uwzględniono warości z końca poszczególnych kwarałów. Wybór day począkowej wynika z faku, że jeden z analizowanych krajów: Grecja, dołączył do sery euro dopiero na począku 2001 r. Wybór górnego ograniczenia odzwierciedla dosępność danych w czasie prowadzenia badania. Jak przedsawiono we Wsępie, w analizowanym okresie można wyróżnić nasępujące fazy kszałowania się renowności obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro: I kwarał 2001 II kwarał 2008, III kwarał 2008 II kwarał 2012, III kwarał 2012 IV kwarał 2014.

5 Deerminany renowności obligacji skarbowych Jako koniec pierwszej fazy, kóra obejmuje przede wszyskim okres przed kryzysem, przyjęo upadek banku Lehman Brohers. Fak, że fundameny makroekonomiczne (m.in.: kondycja sekora finansów publicznych, empo wzrosu PKB, równowaga zewnęrzna i konkurencyjność) w omawianych krajach zaczęły się wyraźnie pogarszać od III kwarału 2008 r., uzasadnia wyodrębnienie pierwszej fazy. Renowność obligacji skarbowych w krajach srefy euro była wówczas bardzo podobna, przy czym pewny wzros spreadów zaobserwowano po wysąpieniu pierwszych napięć na rynkach finansowych w sierpniu 2007 r. Drugą i rzecią fazę rozgranicza wprowadzenie przez EBC programu OMT. Już po jego zapowiedzi zaobserwowano silne i rwałe spadki renowności. Waro zaem przypomnieć najważniejsze założenia ego programu. Od wybuchu kryzysu zadłużeniowego w srefie euro EBC wprowadzał działania mające na celu poprawę syuacji na rynkach obligacji skarbowych w srefie euro. Każdorazowo jednak uzasadniał o realizacją swojego nadrzędnego celu, j. zapewnienia sabilności cen. W szczególności w maju 2010 r. EBC uruchomił program doyczący rynków papierów warościowych securies markes programme (SMP), w ramach kórego dokonywał skupu obligacji skarbowych peryferyjnych pańsw srefy euro na rynkach wórnych. Inerwencje EBC przyczyniały się do zmniejszenia renowności. Niemniej jednak z powodu ograniczeń programu SMP (przede wszyskim doyczących wielkości skupu) efek ych inerwencji okazał się krókorwały. W konsekwencji program oceniono jako mało skueczny (De Grauwe 2013; por. eż Grabowski, Sawasz 2013). Wraz z pogłębianiem się kryzysu EBC był kryykowany za o, że nie podejmował się roli pożyczkodawcy osaniej insancji wobec rządów pańsw srefy euro (De Grauwe 2010; De Grauwe, Ji 2013). Dopiero wprowadzenie programu OMT, dopuszczającego możliwość nieograniczonego skupu obligacji skarbowych pańsw członkowskich srefy euro o erminach zapadalności nieprzekraczających rzech la (również na rynkach wórnych), uznano za akcepację ej roli przez EBC (De Grauwe 2013; Winkler 2015). Program OMT zosał zapowiedziany w lipcu 2012 r., kiedy prezes EBC, Mario Draghi ogłosił, że w ramach swojego mandau EBC uczyni wszysko, aby zachować inegralność srefy euro (zw. whaever akes speech). Do sycznia 2016 r. nie przeprowadzono żadnej inerwencji w ramach programu. Biorąc pod uwagę kszałowanie się renowności obligacji skarbowych oraz ich poencjalnych deerminan w rzech wyszczególnionych fazach (por. abela 1), można przypuszczać, że wpływ poszczególnych kaegorii ekonomicznych na renowność różnił się w czasie. W celu weryfikacji prawdziwości ej hipoezy proponujemy esymację paramerów nasępującego modelu: ROS 3 5 = α 0i + αdl + α Dl Kryz + α Dl OMT + α POD + α POD Kryz + α 1 * 3 * 5 * 1 ** 3 ** 1 + α CCAB + α CCAB Kryz + α CCAB OMT + α Infl + α Infl Kryz + α ** 5 + α Wzros + α Wzros Kryz + α Wzros OMT + α VIX + α VIX Kryz + α VIX OMT + ε * 4 * 2 * 6 ** 4 ** 2 POD OMT + * 6 Infl OMT + (1) gdzie: ROS ROS renowność 10-lenich obligacji skarbowych, Dl relacja długu publicznego do PKB, POD relacja wpływów z podaków do PKB, CCAB skumulowane saldo rachunku obroów bieżących do PKB, Infl dynamika zharmonizowanego wskaźnika cen konsumpcyjnych HICP, Wzros dynamika PKB,

6 124 W. Grabowski, E. Sawasz VIX indeks zmienności (volaily index), Kryz zmienna binarna przyjmująca warość 1 w okresie globalnego kryzysu finansowego, ale przed ogłoszeniem programu OMT (III kwarał 2008 II kwarał 2012), oraz 0 w przeciwnym przypadku, OMT zmienna binarna przyjmująca warość 1 w kwarałach nasępujących po ogłoszeniu programu OMT (od III kwarału 2012 r.) oraz 0 w przeciwnym przypadku. Większość danych pochodzi z baz Eurosau oraz OECD. Indeks VIX pozyskano ze srony inerneowej: finance.yahoo.com. Tabela 1 prezenuje saysyki opisowe dla poszczególnych zmiennych w całym okresie oraz rzech podokresach. 4. Meodyka. Wyniki badania empirycznego W pierwszej kolejności przeprowadzono es sabilności paramerów (por. Chow 1960 oraz Welfe 2009, s ). Ponieważ saysyka opara na sumach kwadraów resz w podpróbach ma rozkład F-Snedecora przy prawdziwości hipoezy zerowej oraz w przypadku normalności rozkładu składnika losowego, badaniu sabilności paramerów w podpróbach owarzyszy esowanie prawdziwości odpowiedniej hipoezy. Wyniki esu Chowa zaprezenowano w abeli 2 1. Jak widać, należy odrzucić hipoezę zerową o sabilności relacji w podokresach. Nasępnie zbadano sopień zinegrowania poszczególnych kaegorii ekonomicznych uwzględnionych w modelu za pomocą panelowych esów pierwiaska jednoskowego (por. np. Balagi 2008; Kębłowski 2007, 2008; Srzała 2009). Tabela 3 zawiera wyniki esów: LLC (Levin, Lin, Chu 2002), IPS (Im, Pesaran, Shin 2003), ADF-Fisher, PP-Fisher (Maddala, Wu 1999; Choi 2001). Okazuje się, że zmienne ROS, Dl, POD, CAAB, VIX są zinegrowane w sopniu pierwszym, a zmienna Wzros jes sacjonarna. Panelowe esy pierwiaska jednoskowego nie dosarczają zgodnych wyników w zakresie sopnia zinegrowania zmiennej Infl. Zinegrowanie w sopniu pierwszym zmiennej zależnej oraz większości zmiennych objaśniających uprawnia do zasosowania meod koinegracji panelowej w celu znalezienia długookresowych powiązań. W badaniu empirycznym wykorzysywana jes panelowa dynamiczna meoda najmniejszych kwadraów (ang. panel dynamic ordinary leas squares panel DOLS). Jes ona sosowana do poszukiwania relacji koinegrujących w modelach, w kórych może się pojawić problem auokorelacji lub endogeniczności zmiennych objaśniających. Meodę DOLS zaproponowali Saikkonen (1992) oraz Sock i Wason (1993). Nasępnie zosała ona rozszerzona dla danych panelowych (por. Kao, Chiang 2000; Mark, Sul 1999, 2003; Pedroni 2001). Jej zasosowanie polega na uwzględnieniu w relacji koinegrującej różniących się po obiekach opóźnień i przyśpieszeń przyrosów zmiennych objaśniających. Uwzględnienie przyspieszonych warości przyrosów zmiennych objaśniających skuecznie eliminuje problem ich endogeniczności (por. Saikkonen 1992; Sock, Wason 1993). Meodą najmniejszych kwadraów szacowane są zaem paramery nasępującego modelu: ri y ~ = x ~ β + Σ Δx ~ + jδi + v (2) j = qi 1 Wyniki powierdzające normalność rozkładu resz dosępne są na życzenie.

7 Deerminany renowności obligacji skarbowych gdzie y ~ oraz = x ~ oznaczają, odpowiednio, oczyszczone z indywidualnych rendów deerminisycznych warości zmiennej zależnej i zmiennych objaśniających, q i oraz r i są, odpowiednio, rzędem opóźnienia oraz przyśpieszenia. Rzędy opóźnienia i przyśpieszenia wybiera się na podsawie porównania warości kryeriów informacyjnych. Uwzględnienie przyrosów bieżących i opóźnionych zmiennej Dl w równaniu (2) sprawia, że dodakowe uwzględnienie bieżącej lub opóźnionej relacji deficyu budżeowego do PKB (skorelowanego z przyrosem długu do PKB) spowodowałoby przybliżoną współliniowość zmiennych. Z ego powodu oraz ze względu na wykorzysywaną meodę badawczą zarówno bieżący, jak i opóźniony deficy zosały pominięe w finalnej specyfikacji. Należy zauważyć, że współczynniki ilusrujące krókookresowy wpływ zmiennych objaśniających na zmienną zależną różnią się ze względu na kraje. Esymaor meody panel DOLS uzyskuje się w nasępujący sposób: βˆ γˆ 1 N T ~ T ~ N T ~ T = Σ Σ W W Σ Σ W y~ (3) ( i= 1 = 1 ) ( = 1 = 1 ) ~ gdzie W = [ x ~ ~ z ], γ jes wekorem paramerów przy opóźnionych, bieżących i przyspieszonych przyrosach, naomias wekor z~ składa się z elemenów Δx ~ +j dla różnych j oraz zmiennych zero- -jedynkowych dla poszczególnych obieków. Wyniki esymacji długookresowych paramerów znajdują się w abeli 5. Zaprezenowano w niej oszacowania paramerów osaecznej wersji modelu. Uwzględniono zmienne, kóre okazały się isone dla co najmniej jednego podokresu. Oszacowania paramerów przy zmiennych iloczynowych ilusrują isone saysycznie różnice we wpływie poszczególnych deerminan na kszałowanie się renowności w analizowanych fazach. Ponieważ nie było podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej o normalności rozkładu resz, wnioskowanie o isoności jes uzasadnione. Opymalne rzędy opóźnienia i przyśpieszenia wyniosły 1. Przed omówieniem wyników należy sprawdzić, czy znalezione relacje między zmiennymi są długookresowymi relacjami koinegrującymi. Tabela 4 prezenuje wyniki esowania koinegracji panelowej za pomocą esu Kao (1999). Jak widać, przyjmując graniczny poziom isoności 0,05, należy odrzucić hipoezę zerową o braku koinegracji. Z analizy wyników esymacji wynika, że oszacowania paramerów przy większości zmiennych iloczynowych (zwłaszcza związanych ze zmienną Kryz ) isonie różnią się od zera. Oznacza o, że w wyodrębnionych podokresach wpływ poszczególnych kaegorii ekonomicznych na renowność obligacji skarbowych znacznie różnił się od średniego wpływu w całym okresie. Powierdza o zasadność zasosowania zmiennych iloczynowych w modelu oraz prawdziwość posawionej hipoezy. Zgodnie z oczekiwaniami, znak oszacowania parameru sojącego przy zmiennej Dl okazał się dodani. Należy zauważyć, że wpływ ej zmiennej na renowność obligacji skarbowych był różny w czasie ocena parameru wyniosła 0,01 dla pierwszego i rzeciego oraz 0,067 dla drugiego podokresu. Nieisoność (na poziomie isoności 0,05) parameru dla pierwszego podokresu wskazuje, że kszałowanie się renowności obligacji skarbowych w analizowanej grupie krajów w niewielkim sopniu zależało od poziomu zadłużenia. Wynik en odzwierciedla syuację na rynkach obligacji skarbowych srefy euro w pierwszych laach jej funkcjonowania. Mimo wyraźnego zróżnicowania syuacji fiskalnej w poszcze-

8 126 W. Grabowski, E. Sawasz gólnych pańswach członkowskich (przykładowo w laach średnia różnica między relacją długu publicznego do PKB we Włoszech i w Irlandii wyniosła 73,7 pk proc.), renowność ich obligacji skarbowych była bardzo podobna. Brak isoności zmiennych fiskalnych w okresie przedkryzysowym swierdzili również m.in. Bernoh, Von Hagen i Schuknech (2012) oraz De Grauwe i Ji (2013). W drugiej fazie syuacja finansów publicznych w omawianej grupie krajów wyraźnie się pogorszyła. Relacja długu publicznego do PKB wzrosła średnio o około 30 pk proc. Jedynie w Hiszpanii analizowana wielkość nie przekroczyła dwukroności warości referencyjnej, usanowionej w ramach fiskalnego kryerium konwergencji z Maasrich jako 60%. Uzyskane wyniki esymacji pokazują, że inwesorzy silnie reagowali na rosnące zadłużenie peryferyjnych krajów srefy euro, żądając wyższej premii za ryzyko. W rzeciej fazie nasąpił rwały spadek renowności, chociaż syuacja fiskalna omawianych krajów nadal się pogarszała (dopiero w osanich kwarałach 2014 r. zaobserwowano ograniczenie lub odwrócenie endencji wzrosowej relacji długu publicznego do PKB). Wydaje się zaem, że wprowadzenie programu OMT, co uożsamiano z przyjęciem przez EBC roli pożyczkodawcy osaniej insancji dla rządów (np. Winkler 2015), warunkowało spadek napięć na rynkach obligacji skarbowych w srefie euro. Jeśli chodzi o wpływ drugiej kaegorii fiskalnej uwzględnionej w modelu, oszacowanie parameru okazało się silnie ujemne w całym analizowanym okresie. Spadek relacji wpływów z podaków do PKB o 1 pk proc. przyczynił się do wzrosu renowności o około 0,22 pk proc. w pierwszej i rzeciej fazie oraz o 0,30 pk proc. w drugiej fazie. Wyższe co do modułu oszacowanie parameru dla okresu III kwarał 2008 II kwarał 2012 r. jes zgodne z oczekiwaniami. Zaobserwowano wówczas gwałowne spadki wpływów z podaków (zwłaszcza w Hiszpanii i Irlandii). Dodakowo, w warunkach recesji prawdopodobieńswo poprawy ściągalności podaków było bardzo niskie. Wobec rosnącego zadłużenia spadki wpływów z podaków oraz pogarszające się perspekywy ich przyszłej ściągalności wzmacniały obawy o zdolność analizowanej grupy krajów do obsługi zadłużenia. Zmienna Wzros miała saysycznie isony wpływ na renowność w drugiej i rzeciej fazie. Spadek empa wzrosu PKB o 1 pk proc. w okresie III kwarał 2008 II kwarał 2012 r. przekładał się na wzros renowności o 0,6 pk proc., a analogiczny wzros ej dynamiki w rzeciej fazie powodował spadek renowności o około 1,3 pk proc., ceeris paribus. Brak isoności analizowanej zmiennej w pierwszym podokresie, przy równoczesnej nieisoności zmiennej Dl, powierdza wnioski z wcześniejszych badań, wskazujące na niewielki wpływ czynników fundamenalnych na renowność obligacji skarbowych w krajach srefy euro w okresie przedkryzysowym (por. De Grauwe, Ji 2013). Podobnie można również inerpreować isoność zmiennej VIX jedynie w pierwszej fazie. Spadek ogólnej niepewności na globalnych rynkach finansowych, czego przybliżeniem jes index VIX, przyczyniał się do zmniejszania się renowności obligacji skarbowych w analizowanych krajach (por. Sgherri, Zoli 2009; Barrios i in. 2009; Adam 2013). Zgodnie z oczekiwaniami oszacowanie parameru sojącego przy zmiennej CCAB okazało się ujemne. Zależność zosała powierdzona dla okresu III kwarał 2008 II kwarał 2012 r. Badanie wykazało nieisoność zmiennej Infl. Może o wynikać z faku, że pomimo pewnej zmienności (np. urzymywania się inflacji HICP w pierwszej fazie powyżej 2% w niekórych omawianych krajach czy epizody ujemnego empa wzrosu cen w drugiej i rzeciej fazie) w większości przypadków inflacja w peryferyjnych krajach srefy euro kszałowała się na poziomie zgodnym (bądź prawie zgodnym) z ilościową definicją sabilności cen EBC. Na osanim eapie badania empirycznego sprawdzono, czy nie wysępuje problem współzależności przekrojowej (ang. cross-secional dependence). Dzięki emu możliwa jes weryfikacja poprawno-

9 Deerminany renowności obligacji skarbowych ści zasosowanego modelu panelowego. W leraurze poświęconej modelom panelowym zwraca się uwagę na problem współzależności przekrojowej składników losowych. Może on wynikać z obecności wspólnych (dla jednosek panelu) szoków, nieobserwowalnych komponenów oraz współzależności przesrzennej. Współzależność przekrojowa może prowadzić do uray efekywności przez esymaory w modelach z efekami sałymi i losowymi, a akże do obciążenia esymaorów błędów sandardowych (por. Balagi 2008; Pesaran 2006). W przypadku wysąpienia ego problemu konieczna jes koreka błędów sandardowych (Driscoll, Kray 1998) albo zasosowanie alernaywnych meod esymacji (De Hoyos, Sarafidis 2006). W celu sprawdzenia, czy wysępuje problem współzależności przekrojowej, wykorzysano es zaproponowany przez Pesarana (2006). Tabela 6 prezenuje wyniki esowania współzależności przekrojowej. Uzyskane wyniki pozwalają wnioskować, że problem współzależności przekrojowej nie wysępuje. 5. Podsumowanie W arykule zidenyfikowano deerminany renowności 10-lenich obligacji skarbowych Grecji, Hiszpanii, Irlandii, Porugalii i Włoch w rzech fazach przedkryzysowej, kryzysu w srefie euro przed wprowadzeniem przez EBC programu OMT oraz po jego wdrożeniu. Powierdzona zosała hipoeza, że czynniki wpływające na renowność zmieniały się w czasie. Uzyskane wyniki wskazują, że w okresie przedkryzysowym rola czynników fundamenalnych, w ym (przede wszyskim) zmiennych fiskalnych oraz dynamiki PKB, w kszałowaniu się renowności była niewielka. Isona okazała się naomias aproksymana niepewności na globalnych rynkach finansowych indeks VIX. W drugiej fazie wzrosło znaczenie zmiennych odzwierciedlających syuację makroekonomiczną analizowanych gospodarek. Renowność ich obligacji skarbowych wzrasała m.in. wskuek powiększającej się relacji długu publicznego do PKB, pogarszającej się ściągalności podaków i coraz głębszej recesji. Uzyskane wyniki powierdziły, że w rzeciej fazie, po ogłoszeniu programu OMT przez EBC, spadło znaczenie czynników fiskalnych dla kszałowania się renowności obligacji skarbowych analizowanych krajów (w porównaniu z drugą fazą), chociaż syuacja ich finansów publicznych nie poprawiła się isonie. Z perspekywy czasu słuszne okazało się więc swierdzenie, że isonym źródłem napięć na rynkach obligacji skarbowych w srefie euro były obawy przed rozpadem srefy euro oraz samospełniające się oczekiwania, a nie ylko narasające problemy fiskalne ych pańsw. W warunkach obowiązywania programu OMT syuacja na rynkach obligacji skarbowych wyraźnie się poprawiła. Waro przy ym zauważyć, że wyższa dynamika PKB sprzyjała szybszemu obniżaniu się renowności.

10 128 W. Grabowski, E. Sawasz Bibliografia Adam M. (2013), Spillover and conagion in he sovereign CDS marke, Bank i Kredy, 44(6), Afonso A.A., Arghyrou M.G, Kononikas A. (2013), Pricing sovereign bond risk in he European moneary union area: an empirical invesigaion, Inernaional Journal of Finance and Economics, 19(1), Aizenman J., Huchison M., Jinjarak Y. (2013), Wha is he risk of European sovereign deb defauls? Fiscal space, CDS spreads and marke pricing risk, Journal of Inernaional Money and Finance, 34, Alessandrini P., Fraianni M., Halle A.H., Presbero A.F. (2014), Exernal imbalances and fiscal fragily in he euro area, Open Economies Review, 25(1), Balagi B. (2008), Economeric analysis of panel daa, John Wiley & Sons. Barrios S., Iversen P., Lewandowska M., Sezer R. (2009), Deerminans of inra-euro area governmen bond spreads during he financial crisis, European Economy Economic Papers, 388, European Commission. Beirne J., Frazscher M. (2013), The pricing of sovereign risk and conagion during he European sovereign deb crisis, Journal of Inernaional Money and Finance, 34, Bernoh K., Von Hagen J., Schuknech L. (2012), Sovereign risk premiums in he European governmen bond marke, Journal of Inernaional Money and Finance, 31(5), Bernoh K., Erdogan B. (2012), Sovereign bond yields spreads: a ime-varying coefficien approach, Journal of Inernaional Money and Finance, 31(5), Choi I. (2001), Un roo ess for panel daa, Journal of Inernaional Money and Finance, 20(2), Chow G. (1960), Tess of equaly beween ses of coefficiens in wo linear regressions, Economerica, 28(3), De Grauwe P. (2010), The fragily of he Eurozone s insuions, Open Economies Review, 21(1), De Grauwe P. (2013), The European Cenral Bank as lender of las resor in he governmen bond markes, CESifo Economic Sudies, 59(3), De Grauwe P., Ji Y. (2013), Self-fulfilling crises in he Eurozone: an empirical es, Journal of Inernaional Money and Finance, 34, De Grauwe P., Ji Y. (2014), How much fiscal discipline in a moneary union?, Journal of Macroeconomics, 39, De Hoyos R.E., Sarafidis V. (2006), Tesing for cross-secional dependence in panel-daa models, The Saa Journal, 6(4), Dellas H., Tavlas G.S. (2012), The road o Ihaca: he gold sandard, he euro and he origins of he Greek sovereign deb crisis, Working Paper, 149, Bank of Greece. Driscoll J., Kraay A.C. (1998), Consisen covariance marix esimaion wh spaially dependen daa, Review of Economics and Saisics, 80, Favero C.A. (2013), Modelling and forecasing governmen bond spreads in he euro area: a GVAR model, Journal of Economerics, 177(2), Gajewski P. (2014), Kryzys finansowy a deerminany oprocenowania obligacji rządowych w srefie euro, Humanies and Social Sciences, 20,

11 Deerminany renowności obligacji skarbowych Gibson H.D., Hall S.G., Tavlas G.S. (2012), The Greek financial crisis: growing imbalances and sovereign spreads, Journal of Inernaional Money and Finance, 31(3), Gibson H.D., Hall S.G., Tavlas G.S. (2015), Are all sovereigns equal? A es of he common deerminanion of sovereign spreads in he euro area, Empirical Economics, 48(3), Giordano R., Pericoli M., Tommasino P. (2013), Pure or wake-up call conagion? Anoher look a he EMU sovereign deb crisis, Inernaional Finance, 16(2), Grabowski W., Sawasz E. (2013), Programy skupu akywów Europejskiego Banku Cenralnego w dobie kryzysu zadłużeniowego w srefie euro, Ekonomia Międzynarodowa, 4, Im K.S., Pesaran M.H., Shin Y. (2003), Tesing for un roos in heerogeneous panels, Journal of Economerics, 115(1), Kao C. (1999), Spurious regression and residual-based ess for coinegraion in panel daa, Journal of Economerics, 90(1), Kębłowski P. (2007), Modelowanie zinegrowanych szeregów przekrojowo-czasowych, w: W. Welfe (red.), Gospodarka opara na wiedzy, Polskie Wydawnicwo Ekonomiczne. Kębłowski P. (2008), Modelling inegraed panel daa. An overview, w: W. Welfe (red.), Knowledge-based economy, PETER LANG, Inernaionaler Verlag der Wissenschafen. Koronowski A. (2011), Kryzys finansów publicznych czy kryzys płaniczy krajów PIIGS, Gospodarka Narodowa, 5 6/2011, Kujawski, L., Mrzygłód U., Zamojska A. (2015), Deerminany renowności obligacji skarbowych Polski i wybranych krajów europejskich w laach , Maeriały i Sudia, 313, Narodowy Bank Polski. Levin A., Lin C.F., Chu J.C. (2002), Un roo ess in panel daa: asympoic and fine-sample properies, Journal of Economerics, 108(1), Maddala G.S., Wu S. (1999), A comparaive sudy of un roo ess wh panel daa and a new simple es, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 61(S1), Malrz D. (2012), Deerminans of sovereign yield spreads in he Eurozone: a Bayesian approach, Journal of Inernaional Money and Finance, 31(3), Manganelli S., Wolswijk G. (2009), Wha drives spreads in he euro area governmen bond marke?, Economic Policy, 24(58), Mark N.C., Sul D. (2003), Coinegraion vecor esimaion by panel DOLS and long run money demand, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 65(5), Oliveira L., Curo J.D., Nunes J.P. (2012), The deerminans of sovereign cred spread changes in he euro-zone, Journal of Inernaional Financial Markes, Insuions and Money, 22(2), Pedroni P. (2001), Purchasing power pary ess in coinegraed panels, Review of Economics and Saisics, 83(4), Pesaran M.H. (2006), Esimaion and inference in large heerogeneous panels wh a mulifacor error srucure, Economerica, 74(4), Sgherri S., Zoli E. (2009), Euro area sovereign risk during he crisis, Working Paper, 9, Inernaional Moneary Fund. Siwińska-Gorzelak J. (2015), Dług publiczny a cykliczność polyki fiskalnej, Bank i Kredy, 46(1), Srzała K. (2009), Panelowe esy sacjonarności możliwości i ograniczenia, Przegląd Saysyczny, 56(1),

12 130 W. Grabowski, E. Sawasz Welfe A. (2009), Ekonomeria. Meody i ich zasosowanie, Polskie Wydawnicwo Ekonomiczne. Winkler A. (2015), The ECB as lender of las resor: bank versus governmens, Journal of Economics and Saisics, 235(3), Yoshino N., Vollmer U. (2014), The sovereign deb crisis: why Greece, bu no Japan?, Asia Europe Journal, 12, Podziękowania Auorzy pragną podziękować Roberowi Kelmowi oraz anonimowym Recenzenom za cenne uwagi, kóre przyczyniły się do poprawy osaecznej wersji arykułu.

13 Deerminany renowności obligacji skarbowych Aneks Tabela 1 Saysyki opisowe: średnie oraz odchylenia sandardowe (w nawiasach) Zmienna Faza pierwsza druga rzecia Cały okres ROS 4,34 (0,58) 7,08 (4,57) 4,74 (3,26) 5,24 (3,10) Dl 69,93 (31,24) 98,48 (32,53) 129,02 (25,40) 87,35 (37,49) POD 34,30 (3,42) 33,56 (4,50) 35,71 (4,20) 34,27 (3,94) CCAB -73,42 (74,43) -228,08 (137,72) -249,78 (167,36) -146,88 (139,14) Wzros 2,83 (2,10) -2,04 (3,02) -0,68 (2,56) 0,82 (3,35) Infl 3,18 (0,90) 1,78 (2,18) 0,41 (1,10) 2,35 (1,76) VIX 19,37 (6,43) 26,56 (10,68) 14,22 (1,20) 20,84 (8,68) Tabela 2 Tesowanie sabilności paramerów Podokresy Saysyka F Graniczny poziom isoności 1 i 2 30,828 0,000 2 i 3 6,138 0,000

14 132 W. Grabowski, E. Sawasz Tabela 3 Wyniki panelowych esów pierwiaska jednoskowego Zmienna Meoda poziom Warość saysyki pierwszy przyros Decyzja ROS LLC -4,34 (0,00) IPS -1,55 (0,45) -5,25 (0,00) ADF-Fisher 7,69 (0,66) 120,24 (0,00) PP-Fisher 0,02 (0,51) 24,65 (0,00) I(1) Dl LLC 3,15 (1,00) -5,62 (0,00) IPS 0,22 (1,00) -6,38 (0,00) ADF-Fisher 0,22 (1,00) 66,64 (0,00) PP-Fisher 0,15 (1,00) 127,22 (0,00) I(1) POD LLC 1,02 (0,85) -7,35 (0,00) IPS 0,37 (0,64) -3,33 (0,00) ADF-Fisher 11,62 (0,31) 33,17 (0,00) PP-Fisher 3,42 (0,97) 20,49 (0,02) I(1) CCAB LLC 3,48 (1,00) -8,69 (0,00) IPS 2,95 (1,00) -11,12 (0,00) ADF-Fisher 1,26 (1,00) 120,35 (0,00) PP-Fisher 2,52 (0,99) 205,32 (0,00) I(1) Wzros LLC -0,84 (0,20) -8,70 (0,00) IPS -2,06 (0,02) ADF-Fisher 20,20 (0,03) PP-Fisher 18,91 (0,04) I(0) Infl LLC -1,51 (0,07) -8,64 (0,00) IPS -3,18 (0,00) ADF-Fisher 28,24 (0,00) PP-Fisher 12,67 (0,24) 72,94 (0,00) I(1) lub I(0) VIX ADF-GLS -2,06 (ADF GLS 0,05 = -3,16-6,16 (ADF GLS 0,05 = -3,21) I(1) Uwaga: warości w okrągłych nawiasach oznaczają p-value, a w nawiasach kwadraowych warość kryyczną esu ADF-GLS dla poziomu isoności 0,05.

15 Deerminany renowności obligacji skarbowych Tabela 4 Tesowanie koinegracji za pomocą esu Kao Saysyka Graniczny poziom isoności -4,29 0,00 Tabela 5 Wyniki esymacji długookresowych paramerów meodą panel DOLS Zmienna Dl Dl Kryz POD POD Kryz Wzros Kryz Wzros OMT Wzros CCAB Kryz CCAB VIX VIX (1 Kryz)(1 OMT) Oszacowanie 0,010 (0,769) 0,057 (4,750) -0,218 (-1,974) -0,079 (-2,026) -0,035 (-0,449) -0,591 (-6,031) -1,341 (-11,083) -0,000 (0,001) -0,008 (-4,000) -0,011 (-0,647) 0,122 (5,083) Uwaga: warości w nawiasach oznaczają saysyki z. Pogrubione liczby wskazują na isoność zmiennej na poziomie 0,05.

16 134 W. Grabowski, E. Sawasz Tabela 6 Tesowanie współzależności przekrojowej dla obu podokresów Saysyka Graniczny poziom isoności 1,34 0,18 Wykres 1 Renowność 10-lenich obligacji skarbowych peryferyjnych krajów srefy euro na le odpowiednich walorów niemieckich 35 % Niemcy Irlandia Grecja Hiszpania Włochy Porugalia Źródło: opracowanie na podsawie danych z Thomson Reuers Daasream.

17 Deerminany renowności obligacji skarbowych Deerminans of he governmen bond yields of he euro area peripherial counries in ranquil and crisis imes Absrac The aim of he aricle was o idenify he deerminans of he 10-year governmen bond yields of Greece, Ireland, Ialy, Porugal and Spain in hree subperiods, i.e. before he euro area crisis and during he crisis period, which was divided ino wo phases (he inroducion of he Ourigh Moneary Transacions by he European Cenral Bank was chosen as he borderline dae). The resuls of he empirical sudy show ha he impac of he analysed variables differed significanly in each subperiod. In paricular, he role of he fundamenals increased significanly in he inial phase of he crisis. Their significance reurned o he pre-crisis level afer he inroducion of he OMT programme. Keywords: governmen bond yields, euro area crisis, OMT programme, panel coinegraion

18