Zmienność długoterminowych stóp procentowych w krajach Unii Europejskiej a wprowadzenie euro Maciej Grodzicki Departament Systemu Finansowego Narodowy Bank Polski
Wybrane korzyści z akcesji do strefy euro Niższy koszt obsługi zadłużenia przez rząd i podmioty prywatne na skutek konwergencji stóp procentowych Spadek ryzyka stopy procentowej wynikający z niższej zmienności na rynkach finansowych Spadek premii za ryzyko kraju 2
Cel badania Czy wymienione korzyści zmaterializowały się w wybranych krajach strefy euro? Jeśli tak, w jakim stopniu zmniejszyło się ryzyko stopy procentowej i spadł koszt finansowania? Czy nastąpił wzrost korelacji między rynkami obligacji krajów peryferyjnych a największymi rynkami strefy euro? 3
Kryteria wyboru badanych rynków Relatywnie niska wiarygodność kredytowa wysoki poziom nominalnych długoterminowych stóp procentowych, lub relatywnie niski poziom rozwoju porównywalność z przypadkiem Polski Wybrane rynki Kraj Belgia Grecja Hiszpania Portugalia Włochy Rating w 1997 r. AA+ A- AA AA- AA Rating w 2007 r. AA+ A AAA AA- A+ Źródło: Bloomberg. 4
Przedmiot badań Długoterminowe nominalne stopy procentowe na wybranych rynkach Rynek obligacji skarbowych inne segmenty rynku długoterminowych stóp procentowych uległy unifikacji w ramach strefy euro Zmienność rentowności obligacji pozwala uniknąć zaburzeń związanych z różnicami w kuponie i dacie wykupu Obligacje benchmarkowe największa płynność 5
Dane Rentowności 10-letnich obligacji skarbowych wybranych krajów oraz Niemiec w latach 1993-2007 Dane dla Grecji od 1998 r. Dane z serwisu Bloomberg, z wyjątkiem Portugalii (Banco de Portugal) Częstotliwość dzienna, dane na zamknięcie Model będzie budowany dla pierwszych różnic rentowności 6
8-2005 8-2006 8-2007 13 12 11 10 9 8 7 6 5 4 3 2 Dane 7 8-2004 8-1999 8-2000 8-2001 8-2002 8-2003 DE BE ES PT GR 8-1998 8-1997 8-1996 8-1995 8-1994 8-1993 %
8 DE -0,05-0,04-0,03-0,02-0,01 0 0,01 0,02 0,03 0,04 0,05 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 BE -0,05-0,04-0,03-0,02-0,01 0 0,01 0,02 0,03 0,04 0,05 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 ES -0,05-0,04-0,03-0,02-0,01 0 0,01 0,02 0,03 0,04 0,05 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 PT -0,08-0,06-0,04-0,02 0 0,02 0,04 0,06 0,08 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 Dane
Dane 9
Zmienność stóp procentowych w kontekście unii monetarnej w literaturze Cappiello, Engle i Sheppard (2006) transmisja zmienności między rynkami akcji i obligacji dla 21 krajów uprzemysłowionych w latach 1987-2001; brak wyraźnego spadku poziomu zmienności, wzrost korelacji rentowności obligacji po wprowadzeniu euro; napływ kapitału portfelowego netto Diaz, Merrick i Navarro (2005) konwergencja stóp procentowych po wejściu Hiszpanii do strefy euro przy silnym spadku zmienności niezależnym od terminu zapadalności obligacji 10
Zmienność stóp procentowych w kontekście unii monetarnej w literaturze Reiniger i Walko (2005) analiza konwergencji w krajach Club Med a sytuacja nowych państw członkowskich; niższy stopień integracji polskiego rynku z rynkiem strefy euro niż rynków Club Med z rynkiem niemieckim w 1996 r. potencjalne korzyści z przyjęcia euro 11
Metodyka badania Wielowymiarowy model klasy GARCH, testowane występowanie efektów asymetrycznych Równanie średniej zależne od danych Wariancja/kowariancja typu BEKK: H ' = Ω + A' ε t 1 ε t 1A + B' H t t 1 Test stabilności parametrów modelu w momencie przyjęcia euro (maj 1998 r., lipiec 2000 r.) testy LM i CUSUM B 12
Metodyka badania Model BEKK (Engle i Kroner, 1995): odmiana popularnej wielowymiarowej specyfikacji GARCH jednostopniowa estymacja metodami numerycznymi (QML) gwarantowana zgodność i asymptotyczna normalność estymatora parametrów (Comte i Lieberman, 2003) relatywnie łatwa ilustracja mechanizmów transmisji zmienności zagnieżdżone liczne specyfikacje proponowane w literaturze 13
Testy specyfikacji Efekty asymetrycznej reakcji elementów macierzy wariancji-kowariancji H t na innowacje ε t-1 testy proponowane przez Kronera i Ng (1998) W przeciwieństwie do wniosków Borio i McCauleya (1996), nie stwierdzono w macierzy wariancjikowariancji efektów asymetrycznych 14
Testy specyfikacji 15
Testy stabilności parametrów Test CUSUM (Inclan i Tiao, 1994) identyfikacja prawdopodobnych przełomów w procesie wariancji Statystyka testowa: IT = T / 2 max π (0,1) πt ε 2 t t= 1 h 2 t T 2 ε t t= 1 h 2 t π 16
2,0 1,5 1,0 0,5 0,0-0,5-1,0-1,5-2,0-2,5-3,0 Testy stabilności parametrów 17 8-1995 8-1996 8-1997 8-1998 8-1999 8-2000 8-2001 8-2002 8-2003 8-2004 8-2005 8-2006 8-2007 DE IT BE ES PT Górna wartość krytyczna Dolna wartość krytyczna 8-1994 8-1993
2,0 1,5 1,0 0,5 0,0-0,5-1,0-1,5-2,0-2,5-3,0 Testy stabilności parametrów 10-1999 4-2000 10-2000 4-2001 10-2001 4-2002 10-2002 4-2003 10-2003 4-2004 10-2004 4-2005 10-2005 4-2006 10-2006 4-2007 10-2007 DE GR BE ES PT Górna wartość krytyczna Dolna wartość krytyczna 18 4-1999 10-1998 4-1998
Testy stabilności parametrów Test mnożników Lagrange a (Smith, 2008) 19
Wyniki zmienność implikowana 35% 30% 25% 20% 15% 10% 5% 0% 20 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 8-1993 11-1993 2-1994 5-1994 8-1994 11-1994 2-1995 5-1995 8-1995 11-1995 2-1996 5-1996 8-1996 11-1996 2-1997 5-1997 8-1997 11-1997 2-1998 DE ES IT BE PT Uwaga: dane dla Portugalii na prawej osi. Zmienność jednodniowa annualizowana implikowana z modelu BEKK.
Wyniki zmienność implikowana 35% 30% 25% 20% 15% 10% 5% 0% 21 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 5-1998 11-1998 5-1999 11-1999 5-2000 11-2000 5-2001 11-2001 5-2002 11-2002 5-2003 11-2003 5-2004 11-2004 5-2005 11-2005 5-2006 11-2006 5-2007 11-2007 DE BE ES PT IT Uwaga: dane dla Włoch na prawej osi. Zmienność jednodniowa annualizowana implikowana z modelu BEKK.
Wyniki zmienność implikowana Powierzchnia reakcji zmienności dla Hiszpanii 1993-1998 1998-2007 22
Wyniki zmienność implikowana Powierzchnia reakcji zmienności dla Portugalii 1993-1998 1998-2007 23
Wyniki zmienność implikowana Wysokie podobieństwo zmienności po wprowadzeniu euro Podobna reakcja rentowności na szoki Zmienność po wprowadzeniu euro w niewielkim stopniu zależna od ratingu kredytowego Zmienność jest bardziej stabilna, słabiej reaguje na szoki 24
Wyniki transmisja zmienności Uwagi: Przedstawiono tylko związki istotne statystycznie na poziomie 5% i silniejsze niż 0,01. Strzałki wskazują kierunek oddziaływania. Linie niebieskie przedstawiają bezpośredni wpływ zmian rentowności ε j na zmienność rentowności ε j (linie kropkowane) i iloczynu zmian rentowności ε i ε j na zmienność rentowności ε j (linie przerywane). Linie czerwone przedstawiają wpływ zmian warunkowej wariancji h i (linie kropkowane) i zmian warunkowej kowariancji h ij na zmienność rentowności ε j (linie przerywane). Krańcowy wpływ zmian obrazują parametry przy strzałkach. Dla przykładu, liczba 0,161 przy strzałce łączącej rynki Belgii i Niemiec oznacza, że gdyby warunkowa kowariancja miedzy tymi rynkami wzrosła z 0 do 1, warunkowa wariancja na rynku niemieckim wzrosłaby o 0,161. 25
Wyniki transmisja zmienności 0,161 0,976 0,932 IT BE 0,078 0,127 0,033 DE 0,018 0,219 0,053 0,359 0,083 --0,241 0,272 0,168 0,026 0,883 --0,210 PT 0,179 ES -0,149 0,716 0,175 0,614 26
27 Wyniki transmisja zmienności DE IT PT ES BE 0,541 0,904 1,022 0,819 0,885 0,087 0,124-0,079-0,236 0,053 0,125 0,144-0,147-0,111 0,144 DE DE IT IT PT PT ES ES BE BE 0,541 0,904 1,022 0,819 0,885 0,087 0,124-0,079-0,236 0,053 0,125 0,144-0,147-0,111 0,144
Wyniki korelacja przyrostów rentowności 100% Implikowana z modelu korelacja z rynkiem niemieckim, 1993-1998 80% 60% 40% 20% 0% -20% -40% 8-1993 11-1993 2-1994 5-1994 8-1994 11-1994 2-1995 5-1995 8-1995 11-1995 2-1996 5-1996 8-1996 11-1996 2-1997 5-1997 8-1997 11-1997 2-1998 IT BE ES PT 28
Wyniki korelacja przyrostów rentowności 100% Implikowana z modelu korelacja z rynkiem niemieckim, 1998-2007 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 5-1998 11-1998 5-1999 11-1999 5-2000 11-2000 5-2001 11-2001 5-2002 11-2002 5-2003 11-2003 5-2004 11-2004 5-2005 11-2005 5-2006 11-2006 5-2007 11-2007 GR BE ES PT 29
Wyniki korelacja przyrostów rentowności Powierzchnia reakcji korelacji dla Hiszpanii 1993-1998 1998-2007 30
Wyniki korelacja zmian rentowności Powierzchnia reakcji korelacji dla Portugalii 1993-1998 1998-2007 31
Wyniki korelacja zmian rentowności Po wprowadzeniu euro zwiększyła się korelacja rentowności, osiągając poziom bliski 1 Niższa wrażliwość korelacji na zaburzenia na międzynarodowym rynku finansowym większa stabilność korelacji zmian rentowności Spadek korzyści z dywersyfikacji portfela w obrębie unii monetarnej ale większa odporność rynku na szoki pochodzące z zewnątrz Homogenizacja profilu ryzyka rynkowego obligacji skarbowych krajów strefy euro 32
Wyniki prosty model dla Polski (2004-2008) 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 33 1-2004 4-2004 7-2004 10-2004 1-2005 4-2005 7-2005 10-2005 1-2006 4-2006 7-2006 10-2006 1-2007 4-2007 7-2007 10-2007 1-2008 4-2008 Zmienność w Polsce (I 2004 - VI 2008) Zmienność w Portugalii (XI 1993- IV 1998)
Wyniki prosty model dla Polski (2004-2008) 100% 80% 60% 40% 20% 0% -20% -40% 34 1-2004 4-2004 7-2004 10-2004 1-2005 4-2005 7-2005 10-2005 1-2006 4-2006 7-2006 10-2006 1-2007 4-2007 7-2007 10-2007 1-2008 4-2008 Korelacja (PL, I 2004 - VI 2008) Korelacja (PT, XI 1993 - IV 1998)
Wyniki prosty model dla Polski (2004-2008) Powierzchnia reakcji zmienności Powierzchnia reakcji korelacji 35
Podsumowanie wyników Wejście do strefy euro jako przełom w dynamice zmienności i korelacji rentowności obligacji Niższe koszty i zmienność kosztów obsługi długu publicznego Homogenizacja profilu ryzyka rynkowego obligacji skarbowych w strefie euro Prawie doskonała korelacja zmian rentowności niezależnie od wiarygodności kredytowej Mniejsza podatność na szoki globalne i efekty przenoszenia zmienności Korzyści największe dla krajów o niskim ratingu potencjalnie spore korzyści dla Polski 36
Literatura Borio, C., R.N. McCauley (1996), The Economics of Recent Bond Yield Volatility, BIS Economic Papers 45 Cappiello, L., R.F. Engle, K. Sheppard (2006), Asymmetric Dynamics in the Correlations of Global Equity and Bond Returns, Journal of Financial Econometrics, 4, 537-572 Comte, F., O. Lieberman (2003), Asymptotic Theory for Multivariate GARCH Processes, Journal of Multivariate Analysis 84, 61-84 Diaz, A., J. Merrick, E. Navarro (2005), Spanish Treasury bond market liquidity and volatility pre- and post the European Monetary Union, Journal of Banking and Finance, 1309-1322 Inclan, C., G. Tiao (1994), Use of cumulative sum of squares for retrospective detection of changes of variance, Journal of the American Statistical Association, wrzesień 1994, 913-923 Kroner, K., V. Ng (1998), Modeling Asymmetric Comovements of Asset Returns, Review of Financial Studies 11, 817-844 Reiniger, T., Z. Walko (2005), The integration of Czech, Hungarian and Polish bond markets with the euro area bond market a deja vu of the Club Med convergence plays?, artykuł na konferencję Conference on European Economic Integration, Wiedeń, 15 listopada 2005 r. Smith, D. (2008), Testing for structural breaks in GARCH models, Applied Financial Economics, czerwiec 2008, 845-862. 37
Wyniki pojedynczego projektu badawczego nie determinują wyników całego Raportu na temat pełnego uczestnictwa Rzeczypospolitej Polskiej w trzecim etapie Unii Gospodarczej i Walutowej. Projekty badawcze mają charakter dokumentów wspierających. Przedstawione w Raporcie wyniki będą stanowiły podsumowanie kilkudziesięciu projektów, realizowanych zarówno przez pracowników NBP, jak też ekspertów zewnętrznych, oraz dotychczasowej literatury. Prezentacja wyraża poglądy autora, które mogą nie odpowiadać oficjalnemu stanowisku Narodowego Banku Polskiego. 38