I used to think that if there was reincarnation, I wanted to come back as the president, or the pope. But now I want to be the bond market: you can intimidate everybody.
James Carville, quoted in the Economist October 7, 1995
We wanted democracy, but we ended up with the bond market.
Polish wall graffiti, quoted in the Economist October 7, 1995
I den nuvarande ekonomiska krisen har vikten av statsobligationernas räntor blivit allt mer uppenbara. T ex så
hävdade P1:s Godmorgon, världen! för två år sedan att det var obligationsmarknaden som tvingade Silvio Berlusconi att avgå från sin post som Italiens premiärminister, och marknadsaktörer
räknade efter hans avgång på hur mycket denna handling sänkte Italiens statsskuldsräntekostnader med.
Perry och Robertson 1998
Texas-statsvetarna Perry och Robertsons abstract börjar som en rational choiceig version av Offe/O'Connor/Streeck-diskursen om dialektiken mellan kapitalism och demokrati:
"One of the critical challenges of contemporary democracy is securing a balance between the markets of representation and the markets of ex- change and capital within democracies. This article explores the effect that political markets have upon capital markets' performance as measured by the market risks within the long-term government bond markets in nineteen democracies of the Organization for Economic Cooperation and Development (OECD) between 1955 and 1992."
Deras argument handlar om att transaktionskostnader (90-tal!) inom politiken ökar "marknadsrisk", mätt som bond yields. Enligt Perry och Robertson så konkurrerar ekonomier om internationellt kapital, med säkra och förutsägbara äganderätter som en fördel (s 132). Transaktionskostnadsramverket här bygger på North, Williamson et al. Deras definition/operationalisering av marknadsrisk är:
MR_jy = (CPI_jy) - (BOND_jy+1 / dev BOND_jp)
Där CPI_jy är inflation i land j under år y; BOND_jy är nominalavkastningen för en långsiktig statobligation i land j år y, och dev BOND_jp är standardavvikelsen av avkastningen i landet j under period p. (s 136) Risk är i Perry och Robertsons ramverk risken för investerare att avkastningen på långsiktiga statsobligationer inte utvecklas så som investeraren skulle förvänta sig utifrån dagens inflation, som är den viktigaste prediktorn för nominella obligationsräntor. De förklarar: "A larger value of MRjp represents an increasing short-term risk over the period that any bond purchased at time (t), based on the current market value of the instrument, will lose money for the investor over the course of the defined period, as reflected by the subsequent maturity to yield decline and consequent increase in the purchasing price of the long-term bond during (t + 1)." (137) Perry och Robertson studerar marknadsrisken över tre perioder/paneler: 1955-1967, 1968-1980, och 1981-1992. Det totala antalet observationer är 57: 19 OECD-länder, 3 perioder per land. (s 137) Data för avkastning och inflation kommer från OECD:s
Main Economic Indicators: Historical Statistics (1973, 1980, 1984 och 1990). De tre perioderna reflekterar tre olika "regimer" i valutamarknaderna: 1955-1967 "dollarhegemonin" under Bretton Woods, 1968-80 avslutningen på denna perioden och två oljechocker med efterföljande stagflation, och 1981-1992 en övergång till en "managed" oligarki inom valutasystemet: USD, DM och Yen. Den huvudsakliga oberoende variabeln är hur "stokastisk" den "politiska marknaden" är. Deras mått på detta är ett index som inkluderar (1) fraktionaliserade partisammansättning i röst- och mandatsfördelning, (2) polarisering av partipreferenser, (3) volatilitet i röstning och mandat per parti, och (4) hur stabil eller instabil ideologiska "centre of gravity" i parlamentet är. Data för parlamentets fraktionalisering, partipolarisering, volatilitet och "centre of gravity" kommer från Robertson (1990); en vänster-höger-skala från 0 (far right) till 9 (kommunister) från Budge and Keman (1990) används. (141n)
I deras index är USA det mest politiskt stabila landet, och Italien, Nya Zeeland, Frankrike och Japan (!!!) de mest instabila. De använder också en rad kontrollvariabel. En är vad Katzenstein (1985) kallade "liberal korporatism", som enligt Robertson (1990) minskar klasskonflikt genom transaktionskostnadseffektiva förhandlingsstrukturer. Måttet de använder på detta är facklig anslutningsgrad * "the nature of labor-management organization within a country", som är ett index för förhandlingsnivå på den fackliga sidan, centralisering av fackliga organisationen, och förekomsten av företagsråd. (144n) Med mer korporatism förväntar sig Perry och Robertson "more discipline and coherency within the labor markets, and more stability within the labor-management nexus of the broader political-economy, offsetting any transaction costs flowing from the political markets." (144) Nästa kontrollvariabel är "riskaversion" i ekonomin, som mäts på banktillgångar. Nästa är kapitalmarknadsintegration, som mäts som standardavvikelsen för diskontoräntan jämfört med andra länder under samma period. Desto större standardavvikelse desto mindre integrerad kapitalmarknad, och de förväntar sig en positiv korrelation av denna med marknadsrisk. De använder tidsdummies för att kontrollera för post-Bretton Woods-effekter.
Marknadsrisken är lägst och har lägst variation under perioden 1955-68, högst och med högst variation 1968-80, och lägre risk men större variation under den sista perioden. (147) Jag gillar att de är generösa med deskriptiv statistik och enkel statistisk analys innan de går in på regressionerna. I sina slutsatser betonar de att ökad variation i politiken ökar marknadsrisken för obligationsinvesterare, vilket de ser som något negativt (156f).
Ardagna, Caselli och Lane 2004
Ardagna, Caselli och Lane gör en panelanalys med 16 OECD-länder 1960-2002 för att undersöka effekten av statsskuld och budgetunderskott på långsiktiga räntor. I enkla statiska specifikationer ökar en 1 procentenhets ökning i underskottet (som % av BNP) räntorna med 10 baspunkter (=0.1 procentenhet). I en vektor-autoregression (VAR) leder samma chock till en kumulativ ökning av 150 baspunkter över 10 år. Effekten av statsskuld är icke-linjär: bara för länder med skuldnivåer över medel leder ökad skuld till högre räntor. Ökningar i genomsnittlig belåning bland OECD-länder ökar också räntorna. Förvånansvärt nog så säger Alesina et al att det knappt finns någon forskning, förutom för USA, på den fundamentala frågan om hur statsskuld och budgetunderskott påverkar obligationsräntorna (s 4).
De börjar sin story med att på sistone flera länder- - de tar USA och Tyskland som exempel -- fört slapp budgetpolitik med underskott runt 3-4 procent av BNP. Detta borde kunna leda till högre statsskuldsräntor. Men många ekonomer och policymakers har hävdat att mer sofistikerade teorier säger att den kvantitativa effekten bör vara väldigt liten (Barth et al 1991, Gale och Orszag 2002). Alesina et al säger: "Given that theory does not settle the matter (as it rarely deos) the focus is now on empirical evidence." I en fotnot framkommer det dock att det ändå har gjorts en del empiriska studier:
"Coefficients of fiscal policy variables in interest rates regressions span from being positive and significant
to being insignificant. For example, while Hoelscher (1986) finds that in the US each 100 billion dollars of
federal deficit increases the 10-year Treasury bonds interest rate by about 143 basis points, Evans (1987) finds
that eurocurrency rates are not sensitive to changes in the fiscal stance in Canada, France, Germany, Japan,
the UK and the US. More recently, Canzoneri, Cumby and Diba (2002) show that in the US an increase
in projected future deficit by one percentage point of GDP leads to an increase in long-term interest rates
relative to the short-term interest rate from 53 to 60 basis points. This result is also supported by Laubach
(2003) who finds that a one percentage point surge in the projected deficit-to-GDP ratio raises long-term
interest rates in the US by about 25 basis points. To the contrary, in a VAR framework, Mountford and
Uhlig (2000) do not find a permanent effect of deficit shocks on short-term interest rates, and Perotti (2002)
shows that increases in government spending lead to a small decrease in the real short-term interest rates in
the US."
Deras 16 länder är Australien, Österrike, Belgien, Kanada, Danmark, Frankrike, Tyskland, Irland, Italien, Japan, Nederländerna, NZ, Spanien, Sverige, UK och USA. Alla fiskala och makroekonomiska data kommer från OECD Economic Outlook nr 73, från 2003. Data på räntor på tre-månaders respektive tio-åriga statsobligationer kommer från Global Financial Data (?), och finansiella data från Världsbankens databas Financial Development and Structure. Den beroende variabeln är ränta på långsiktiga (10-åriga) statsobligationer; 10-åriga är bra eftersom OECD-länderna har gett ut sådana under en lång tid så det finns långa tidsserier. De huvudsakliga förklarande variablerna är statens budgetunderskott som procent av BNP, och statsskulden som procent av BNP. Budgetunderskottet är det "primära" snarare än det totala, "because it strips out the direct effect of interest rates on expenditure, thus better capturing autonomous changes in fiscal policy." (s 9) Statsskulden mäts på två olika sätt: dels stocken skuld i slutet av period t-1 delat med BNP år t-1, dels efter Levine et al (2002) som year-average debt stock, som kontrollerar för inflationseffekter under året. (s 10) De menar att deras specifikation som innehåller både underskottet och skulden är ovanlig; att de flesta gjort det ena eller det andra (!), att läroboks-IS-LM tenderar att betona underskottets roll medan mikrogrundade GE-modeller betonar skulden mer. Att inkludera båda möjliggör att kolla på interaktioner mellan dem. De använder Im, Pesaran och Shins (2002) test för
stationaritet/enhetsrötter. De kommer fram till att de kan använda modeller i nivåer när de använder data från 1975 till 2002 (sample B), medan de har enhetsrötter i data om de använder 1960-2002 (sample A) (s 11). De använder i alla modeller land-fixed effects samt någon tidsvariabel: linjär eller kvadratisk trend, eller år-fixed effects. Med sample A använder de en dynamisk GLS; "OLS standard errors are not valid when variables are cointegrated". Med sample B använder de OLS med heteroskedasticitetskorrigerade standardfel.
Resultaten börjar med 6 regressioner (3 sample A, 3 sample B). Det verkar finnas ett tydligt mönster att högre budgetunderskott ger högre statsskuldsränta, 1 procentenhets ökning av underskottet ökar räntan med mellan 7.4 och 13.6 baspunkter (0.07 till 0.14 procentenheter). Men bara i en specifikation är högre statsskuld/BNP associerat med högre ränta. I en specifikation har högre statsskuld den perversa effekten lägre ränta! (Jag fick
liknande konstiga resultat för skulden i mars 2012.) De går vidare (a) med ickelinjära specifikationer, och (b) instrumentvariabelspecifikationer för att kontrollera för problemet med endogenitet, att högre statsskuldsränta i sig kan öka statsskulden. De instrumenterar sina variabler med deras egna laggar. (s 14) De provar också med att kontrollera för "world fiscal policy" genom att ta fram OECD-medelvärden för ek pol-variabler och inkludera dem på höger sida. "Världens" genomsnittliga underskott och statsskuld har signifikanta effekter på räntorna. (Men jag fattar inte riktigt hur detta kan förenas med kontroller för tid. Borde det inte räcka med årsdummies för att ta bort dessa effekter?) De går vidare med att inkludera variabler för finansiell utveckling, som Levine et al (2000) använt för att mäta finansiell liberalisering. De har en variabel för likvida
liabilities som procent av BNP, en variabel lån från finansiella företag till den privata sektorn som andel av BNP, och en variable för ration av storleken på tillgångar för affärsbanker delat med affärsbankers+centralbankens tillgångar (
assets). Med interaktioner visar det att med mer utvecklad finanssektor ger ett ökad budgetunderskott större effekter på statsskuldsräntan. De provar också med andra operationaliseringar av den beroende variabeln, t ex nominalräntan rensad för trendinflation som då är proxy för förväntad inflation (Orr 1995). Efter detta går de vidare med dynamiska modeller i form av vector autoregression-modeller (s 19ff). I slutsatserna hävdar Ardagna et al att deras studie visar att både underskott och statsskuld höjer statsräntorna, och att effekten är ickelinjär: ju större underskott och skuld, ju större effekt (s 21).
Faini 2006
Riccardo Faini börjar sitt abstract på ett intressant och tidstypiskt (2006) sätt:
"The appetite for fiscal discipline has been steadily declining among most industrial
countries. In the past, fiscal profligacy would have been punished by markets with
higher interest rates and, in some cases, also exchange rate depreciation. However,
in post-EMU Europe, exchange rate markets no longer discipline the fiscal behaviour
of national governments."
Det här med att i EMU obligationsmarknaderna inte längre bestraffar slapp budgetpolitik, kan väl sägas ha spruckit som idé i och med den nuvarande krisen. Men det är ju sant som Faini säger att statsskuldsräntorna under EMU:s första år inte längre reflekterade makroekonomiska fundamenta på samma sätt som tidigare, något som väckt mycket förundran så här efter att krisen slog till. Faini menar att icke-effekten inte är helt kontroversiell utifrån den existerande forskningen och politiken: EU:s finansministrar verkar inte bry sig om att genomdriva Stabilitets- och tillväxtpakten, och
"Similarly, the current US administration has openly and repeatedly questioned the existence of a significant link between fiscal policy and
interest rates (Council of Economic Advisers, 2003). Academic opinions are also quite divided. Theory does not offer a clear-cut answer as to the effects of budget deficits on interest rates. Empirical evidence is not of much help either in resolving theoretical ambiguities. In the case of Europe, existing evidence (Bernoth et al. , 2004; Codognoet al. , 2003; Afonso and Strauch, 2003) points to a significant but quantitatively small
effect of fiscal policy, with a 1% increase in the deficit to GDP ratio raising interest rates on government bonds by less than 10 basis points. While not negligible, this effect is substantially smaller than the standard estimated from the US literature (Gale and Orszag, 2002), a difference that still begs for an explanation." (s 446)
Syftet med detta paper är att kolla på kopplingen mellan ekonomisk politik och räntor i en europeisk kontext. Till skillnad från USA finns inte mycket forskning på ämnet (!), vilket Faini förklarar med brist på tillräckligt långa tidsserier; policyrelevant är det i alla fall. Faini intresserar sig också för den euro-specifika frågan ifall budgetunderskott har störst effekt på det egna landets räntor, eller på hela eurozonens (446f). Han finner faktiskt att effekterna är större på räntorna överlag i eurozonen. Till skillnad från Ardagna et al (2004) så har Faini med en teoretisk diskussion om hur och hur mycket den ekonomiska politiken ska påverka räntorna, med frågor som: hur Ricardiansk är ekonomin. Han har också en delvis teoretiskt förankrad diskussion om huruvida det är underskottet eller skulden eller båda som ska höja räntan (449f). Han använder data för nio länder, euroländerna minus Luxemburg och Grekland, från 1979 till 2002. Han har alltså inte med särskilt mycket data från den period då euron faktiskt existerade! Dessutom är panelen obalanserad (s 466). De mesta data som han använder kommer från OECD (s 465). Den beroende variabeln är räntan på 10-åriga statsobligationer. Som mått för inflationen använder han förväntad inflation, vilken han beräknar med en ARMA (1,1) modell. Outputgapet är skillnaden mellan faktisk och potentiell output, beräkningar från OECD. Profitablitet är real avkastning på aktiemarknaden. Som mått på penningpolitiken använder han den reala tremånadersräntan. Vad gäller skuld så skulle han faktiskt vilja använda nettostatsskulden, alltså skuld minus tillgångar, som Muehleisen och Towe (2004) eller Orr och Conway (2002), men han menar att det måttet inte är tillgängligt för alla länder och inte alltid jämförbart (s 465). Han använder därför det "mer standard" bruttomåttet. Också för hur budgetunderskottet ska operationaliseras har han en diskussion. Han menar att underskottet rakt av inte är bra, eftersom det inte bara reflekterar politiken utan också konjunkturen. Cykliskt ojusterade underskott kan ge en spuriös negativ korrelation med räntorna (465). För det andra så beror underskottet på räntans nivå, vilket är ett endogenitetsproblem. Därför använder han cykliskt justerad budgetunderskott, med OECD:s mått på outputgapet som mått för konjunkturcykeln och EU-kommissionen skattning av budgetens elasticitet till konjunkturen. Estimeringsstrategin är separata ekvationer för varje EMU-land och ett för EMU som helhet med satt samma b-koefficienter fast olika intercept, och tillåtet olika b-koefficienter för EMU som helhet, så att Faini kan räkna på ränte-spread för det enskilda landet gentemot EMU som helhet. (s 466) Systemet skattas sedan med
2 eller 3 stage least squares. För att hantera endogenitet -- alla de oberoende variablerna kan vara endogena, säger Faini -- använder han instrument: oljepriset (!), oljepriset laggat, cykliskt justerat överskott, och laggar av alla oberoende variabler. (s 468) Han använder ett Chowtest som definierat av Gallant och Jorgenson (1979) för att testa för en strukturell brytpunkt i och med EMU:s införande; han hittar ingen brytpunkt 1998-99. Han testar för stationaritet med Im Pesaran Shins (1997) paneltest. Alla serier utom output gap och aktiemarknadens avkastning har enhetsrötter. Han använder Pedronis (1999) test för kointegration. Faini får fram att effekterna av finanspolitiken är större i EMU som helhet än för det enstaka länder. Jag vete fan om jag litar på dessa resultat dock -- samplet känns otillförlitligt (obalanserad panel med 9 länder), han har inte med ett enda år med fullbordat EMU, metoden är ogenomskinlig, instrumenten märkliga... Gilles Duranton kommenterar på pappret. Han menar att resultaten kan tolkas olika beroende på om man följer Macro I för doktorander eller Macro II för doktorander. I Macro I är ekonomin keynesiansk på kort sikt och mer klassisk på lång sikt. Med Macro II-tolkningen ger Fainis resultat mer negativa implikationer för EMU. Harald Hau diskuterar i sin kommentar huruvida Fainis resultate om ränte-spillover verkligen är ett argument för en stärkt stabilitets- och tillväxtpakt, som Faini hävdar. Hau håller inte med; han menar att ränte-spillovern bara är en sund marknadsmekanism.
Chinn och Frankel 2007
Menzie Chinn och Jeffrey Frankel börjar sitt paper med att fråga: hur har den europeiska monetära integrationen påverkat räntorna i och utanför euroområdet? De ställer också en relaterade fråga: har asymmetrin att USA:s räntor påverkar Europas men inte vice versa, försvunnit? De vill också bidra till debatten om huruvida statsskulden har en effekt på räntorna eller ej, en debatt som, säger de, märkligt nog fortfarande inte har avgjorts, inte heller när den senast blossade upp i USA i samband med budgetunderskotten 2001 och 2003 då Gale och Orszag (2003) i ett översiktspaper hävdade att om underskotts
förväntningar inkluderas på ett korrekt sätt i modellerna så får man en signifikant effekt av underskottet på räntan. (s 2) President Bushs ekonomiska team argumenterade tvärtemot att "interest rates do not move in lockstep with budget deficits" (s 3).
Deras litteraturöversikt börjar med frågan om hur integrerade kapitalmarknaderna bör antas vara: fullt integrerade som i Ford och Laxton (1999) och Barro och Sala-i-Martin (1990), eller inte så integrerade, så att det fortfarande finns nationella särdrag, som i Christiansen och Pigott (1997) eller Breedon et al (1999). T ex Breedon et al (1999) har med både landets statsskuld och OECD-ländernas genomsnittliga statsskuld i sina regressioner, och finner att båda har signifikanta effekter.
Chinn och Frankel har data för Tyskland, Frankrike, Italien, Spanien (tillsammans är de fyra 80 proc av euroområdets BNP), USA, Storbritannien och Japan. Nyckelvariablerna är
netto skuld-till-BNP-ration, inflation, och långsiktiga räntan. (s 9) De har också med outputgapet i regressionerna. För forecastade underskott använder de OECD:s skattningar som publicerats sedan 1988; deras sample begränsas därför till perioden 1988-2004. (s 11) De börjar sina regressioner med bara inhemska variabler, och menar att detta ger "dismal results". Att begränsa inflationens koefficient till 1 (Fisherförhållandet) ger också dåliga resultat. Deras huvudresultat är att statsskulden och förväntad skuld har förväntade effekter på räntorna. De globala skuldnivåerna har inga starka effekter, vilket antyder att "long term government debt is not perfectly substitutable." (18)
Krueger och Walker 2008
Skip Krueger och
Robert W. Walker är statsvetare och undersöker en väldigt statsvetenskaplig/politisk-ekonomisk fråga om statsskuldsräntor, i detta fall USA-delstatsräntor: påverkas dessa av regeringsskifte, som kan ge utgående regeringar incitament att vara oansvariga med belåningen? De förklarar logiken så här i abstract:
"Credit markets face an inherent risk that derives from future policy changes
when considering the purchase of debt issued by state governments. An
enacting government coalition issuing long-term debt cannot make a credible
commitment to maintain the existing debt repayment policy into the
future. In the face of this commitment problem, investors (and the rating
agencies that serve those investors) look to recent political turnover and the
existence of divided government to estimate the possibility that some future
government coalition will remain substantially similar to the enacting coalition.
Political turnover and divided government suggest to the credit markets
that future coalitions may act opportunistically regarding debt repayment."
Den beroende variabeln i deras studie är bond ratings, från Moody's, Standard & Poor's och Fitch, snarare än räntor som i övriga papers i detta inlägg. De har data för 44 av USA:s delstater 1995-2000. De använder Bayesiansk Markov Chain Monte Carlo (MCMC)-simulering för att mäta latent risk, såsom uttryckt i bond ratings (s 260).
Johnson och Kriz (2005) studerar räntor på nyutfärdade delstatsobligationer 1990-97 med arbetslöshet, per capita-inkomst, fiskala regler m m som oberoende variabler. Depken och LaFountain (2006) kollar på effekterna av politisk korruption på delstaternas bond ratings, med kontroller som arbetslöshet, per capita-inkomst, per capita-skuld, skattekvot i delstaten osv. Krueger och Walker använder denna modell som utgångspunkt. Uyar och Escarraz (1995) och Lui och Thakor (1985) modellerar delstaters bond ratings med ekonomiska variabler på höger sida. Poterba och Rueben (1997,
NBER WP) har analyserat en survey med marknadsdeltagare för att kolla på delstaters lånekostnader och har med en politisk oberoende variabel, Americans for Democratic Actions betyg på delstatssenaten. Denna variabel får inga signifikanta effekter, och med tanke på att Krueger och Walker i litteraturlistan också har ett publicerat paper av Poterba och Rueben från 2001, som verkar vara den färdiga versionen av 1997-pappret, så gissar jag att P och R tog bort denna variabel till den publicerade versionen. Det finns också en litteratur om US-amerikanska kommuners (municipalities) lånekostnader, större än den om delstaterna menar Krueger och Walker (s 262f). Denna litteratur beaktar inte politiska faktorer.
Om att val skapar osäkerheter för investerare refererar de till Hayek (1937, 1945) och Stigler (1961), och ur "the formal political economy literature" till Alesina Roubini och Cohen (1997). De refererar också till Perry och Robertson (1998). (s 264) Alesina och Tabellini (1990) hävdar att en utgående regering har incitament att driva upp skulden för att begränsa den inkommande regeringens handlingsalternativ. Persson och Tabellini (1997) diskuterar delad regering som ett common pool-problem som orsakar alltför stora utgifter. (
Belgien skulle kunna vara ett exempel på detta!) Alt och Lowry (1994) och Poterba (1994) hävdar också att delstater med delade regeringar justerar sig långsammare till ekonomiska svängningar. (s 265)
Krueger och Walkers dataset inkluderar: ratings från Moody's, S&P och Fitch; dummy för delad regering, dummy för turnover, korruptionsdömar per capita, "skattebörda", skuld-till-inkomst-ratio, real inkomst per capita, real statsskuld per capita, arbetslöshet, och dummies för åren 1996, 97, 98, 99 och 2000 (s 268). N är mellan 194 och 248 beroende på vilken rating som används som beroende variabel. Föga förvånande med tanke på att Walker numera är professor i statistik och undervisar i metodkurser vid sommarskolan i Essex, är metoden fancy (och bayesiansk). Resultaten visar att både delad regering och regeringsskifte höjer marknadsrisken och räntorna (s 282). De skulle vilja ha längre dataset så de också kunde testa för fiskala institutioner som är ett sätt för regeringar att "binda sina händer" och lova marknaden att inte vara oansvariga. De skulle också vilja fortsätta studien med att kolla på kommun-obligationer med samma metod. Och avslutar artikeln: "Lying as it does at the heart of political economy, the political economy of state bonds merits considerable further investigation."
Gruber och Kamin 2010
Gruber och Kamin är ekonomer vid Federal Reserve och ägnar sig i detta paper åt att undersöka effekten av "fiscal positions", vilket är både skuldens nivå och budgetbalansen, på långsiktiga statsobligationsräntor i OECD. För att kontrollera för fiskala positionernas endogenitet till konjunkturcykeln använder de OECD:s forecastade fiskala positioner. Liksom Chinn och Frankels studie som också använder OECD-forecasts börjar därför datasetet här 1988, och går fram till 2007. De presenterar fyra anledningar till att större budgetunderskott eller statsskuld kan leda till högre räntor: (1) crowding out, större underskott sätter press på resurserna vilket leder till höjd jämviktsränta "in order to keep output from outstripping potential". (2) portföljbalans: snabbt växande statsskuld kan kräva högre ränta för att investerare ska acceptera större inslag av statsobligationer i sina portföljer. (3) inflationsförväntningar: rädsla att regeringar ska monetize govt debt kan höja inflationsförväntningarna vilket kräver en kompenserande ökning av nominalräntan. Och (4): större skuld kan öka faran för statsbankrutt. Men trots detta är det svårt att urskilja en effekt av de variablerna på räntan: de senate decennierna har skuldnivån ökat men räntan fallit. Det behövs en mer utvecklad ekonometrisk approach. Gruber och Kamin följer Ardagna et al (2004) i att använda panelregressioner med årliga data för att förklara räntor med fiskala variabler och kontrollvariabler. Som Laubach (2009), Engen och Hubbard (2005) och i en internationell kontext Chinn och Frankel (2005) använder de forecastade budgetbalanser och skuldnivåer. Enligt resultaten så leder en 1 procentenhets ökning av det strukturella budgetunderskottet till 15 baspunkter högre ränta i G7-länderna, och 1 procentenhets ökning av nettostatsskulden ökar räntan med 2 baspunkter (! dvs 0.02 procentenheter, en rätt liten effekt). För hela OECD-panelen är de skattade effekterna ungefär hälften så stora som de för G7-panelen. (s 3) De forecastar också hur dagens kris-ökade skuldnivåer kommer leda till högre räntor framöver, också för Japan, men deras modell funkar väldigt dåligt för att förklara Japan, så den forecasten fäster de inte så stor vikt vid.
För att undkomma endogenitetsproblemet har Laubach (2009) och Engen och Hubbard (2005) använt femåriga forecasts av de fiskala variablerna, men de är inte tillgängliga för en mängd länder (utan bara för USA, antar jag). Därför använder Gruber och Kamin istället OECD:s tvååriga forecasts. (s 5) För att undkomma endogenitet använder Gruber och Kamin forecasts av primära balansen -- som exkluderar räntebetalningar -- och strukturella balansen -- som korrigerar för konjunktur -- istället för den vanliga. De får inga effekter i en tidsserieapproach, utan använder likt Ardagna et al (2004) istället paneldata, som har begränsningen att man måste utgå från att effekterna är likadana i alla länder. En annan sak att tänka på är att ett land kan ha en historia av och ett rykte om att stabilt betala tillbaka lån, vilket gör att också stora underskott på kort sikt inte har någon effekt på dess räntor. För att kontrollera för sådana egenheter använder Gruber och Kamin land-fixed effects.
Den beroende variabeln är långsiktiga obligationsräntor (typiskt 10-åriga), mätt under kvartal 4 för att överensstämma med att OECD:s forecasts görs i december. Kontrollvariablerna är en kortsiktig ränta (typiskt 3 månaders interbank rate), laggad beroende variabeln, tvåårig forecast av BNP-växt, tvåårig forecast av inflation, en konstant, och land- och års-fixed effects. (s 7) De har huvudsakligen skuld och underskott i separata regressioner, eftersom de två tenderar att vara korrelerade med varandra. Men de har också en modell där båda är med samtidigt. Koefficienten på den laggade beroende variabeln är mellan 0.3 och 0.4 vilket är bra: den mesta av variationen i beroende variabeln förklaras av annat. Koefficienterna av ränta, inflation och BNP-växt är statistiskt signifikanta med positiv effekt. Vilket låter rimligt för ränta och inflation men märkligt för BNP-växt: högre (förväntad) tillväxt borde ju allt annat lika leda till lägre ränta, eftersom återbetalningsförmågan blir bättre med högre tillväxt. Brutto-statsskuld, netto-statsskuld, primary balance och strukturell balance har alla väntade och statistiskt signifikanta effekter.
Ardagna et al (2004) fann att skulden bara höjer räntan i länder med hög skuld. Att Gruber och Kamin finner en linjär effekt kan bero på användandet av projicerade snarare än faktiska skuldnivåer. Resultatet att effekterna är starkare i G7 än i OECD överlag kan bero på att obligationsräntorna i G7 är mer marknadsdrivna än i "some of the smaller, less advanced OECD economies" (s 8). De skattade storlekarna på effekterna är ungefär i linje med tidigare forskning. Laubach (2009) och Engen och Hubbard (2005) finner att 1 procenenhets ökning av statsskuld/BNP ökar yields med 3-4 baspunkter; Gruber och Kamin får för G7 2 baspunkter. Laubach och Engen och Hubbad finner att 1 procentenhet ökning av budgetunderskottet ökar räntan med 19-29 baspunkter medan Gruber och Kamin för G7 finner 15 baspunkter. (s 9) I alternativa specifikationer och robustness test använder de faktiska istället för projicerade variabler, femåriga forward räntor, tar bort BNP och kortsiktig ränta, använder kvadrerade versioner av de fiskala variablerna för att á la Ardagna et al (2004) kolla på ickelinjära effekter (de hittar inga), och kör landspecifika regressioner. De kör också simulationer, både ex post-historiska och forecasting. I slutsatserna diskuterar de bl a att Japan inte kan förklaras med modellerna, vilket visar på panelmodellers begränsning (s 16). Intressant nog så återkommer de också till genom vilka kanaler som ökad skuld och underskott kan leda till högre räntor. De menar att de i dessa avancerade ekonomier inte är för att statsbankruttrisken ökar. (s 17)
Kumar och Woo 2010
Manmohan Kumar och Jaejoon Woo är ekonomer på IMF och kollar i detta paper på effekten av statsskuld på BNP-tillväxt; pappret är alltså lite sidofråga jämfört med de ämnet för detta inlägg. De kontrollerar för endogenitet, tröskeleffekter, ickelinjära effekter m m och finner att högre statsskuld ger lägre tillväxt därefter, genom kanalen lägre investeringar, lägre kapitalstock och lägre arbetsproduktivitet. De använder data för 1970 till 2007.
Alper och Forni 2011
Alper och Forni är ekonomer på IMF och kollar i detta paper på effekter av statsskuld på långa obligationsräntor. Liksom Faini (2006) och olikt de andra papprena i detta inlägg har de en ekonomisk-teoretisk exkurs om vilka antaganden som krävs om makroekonomin för att ökad statsskuld ska kunna leda till högre långa räntor. De förklarar:
"In theory, the reaction of domestic private saving and the size and openness of an economy
determine the magnitude of the rise in long-term real interest rates as a result of a debt financed
fiscal expansion. Assuming that the Ricardian equivalence holds, a rise in government debt
implies a fully anticipated increase in the future tax burden, leading to an offsetting rise in
private saving and leaving long-term real rates unchanged. Models with non-Ricardian features,
instead, envisage that an increase in fiscal deficit and debt, all else equal, would drive real rates
up. The latter result holds both in closed and in open economies. For example, Kumhof and
Laxton (2007) consider a DSGE model with two-large economies in which consumers have
finite horizon à la Blanchard (1985).2 They show that a rise in the fiscal deficit financed by debt
in one of the two economies leads to a substantial short-term increase in private consumption
(as agents with a finite horizon do not internalize all future increase in taxes needed to repay the
higher debt) and a medium-term fall in the saving rate in that economy. Therefore, to reestablish
an equilibrium in world saving and investment, real rates will have to rise and real
investment to fall. As long-run real rates are equalized internationally, there will also be
spillover effects to the other economy where output and consumption will decline. The
transmission channel works mainly though interest rates, as the trade channel appears to be
weak." (s 3)
De konstaterar att det inte har varit enkelt att empiriskt etablera att högre statsskuld ger högre räntor. I den nuvarande krisen t ex så har statsskulden ökat överlag men flight to quality och annat har gjort att räntorna inte har stigit för centrala länder. De skattade effekterna i litteraturen av 1 procenenhets ökning av statsskulden/BNP varierar från 0 -- papers som stöder Ricardiansk ekvivalens, Barro (1989, "The Neoclassical Approach to Fiscal Policy") och Seater (1993, "Ricardian Equivalence", JEL) -- till ungefär 3 till 7 baspunkter. I litteraturen används olika landssamples, tidsperioder, kontrollvariabler och modellspecifikationer (nominal/real ränta, underskott och/eller skuld som mått på
fiscal stance, faktiska vs predicerade värden på fiskala variablerna, linjärt vs kvadratiskt förhållande, etc).
Laubach (2009, "New Evidence on the interest rate effects of budget deficits and debt", JEEA) hävdar att det är viktigt att undkomma problemet med kortsiktiga konjunkturfluktuationer och därför använda långa förväntade versioner av både räntan och de fiskala variablerna. Han studerar USA 1976-2006. Ardagna et al (2007) betonar ickelinjära effekter. Baldacci och Kumar (2010) visar att effekten av fiskal försämring på räntorna beror också på initiala förhållanden och landkaraktäristika. Alper och Forni sammanfattar sina resultat så här: med ickelinjär specifikation fijnner de att långa obligationsräntorna ökar 2.5 till 4 baspunkter för 1 procentenhets ökning av statsskulden/BNP i utvecklingsekonomier och 1 till 7 baspunkter i avancerade ekonomier. 1 procentenhets ökning överlag i de avancerade ekonomierna ger högre räntor i båda typerna av ekonomier. De använder data från IMF:s World Economic Outlook-databas.
Ickelinjariteten förklarar de så här:
"When the stock of public debt is limited, additional public borrowing can
increase market liquidity and reduce volatility, therefore leading to a surge in demand. At higher
levels of public debt, liquidity considerations start to play a smaller role, while the crowding out
effect and public debt sustainability concerns start becoming more important. Alternatively,
additional public borrowing is more difficult when market participants are already holding large
amounts of public debt. In the context of EMEs, the aforementioned discussion is even more
relevant since their threshold level of public debt, as pointed out by Reinhart et al. (2003), is
much lower than AEs." (s 8)
Poghosyan 2012
Tigran Poghosyans paper är ännu ett IMF-paper i denna litteratur. Han använder panelkointegrationsmetoder för att analysera statsobligationsräntor i 22 avancerade ekonomier 1980-2010. Kointegrationsapproachen låter honom skilja på kortsiktiga -- inflation, korta räntor -- och långsiktiga -- skuld, potentiell tillväxt -- effekter. På lång sikt ökar 1 procentenhets ökning av statsskuld/BNP obligationsräntan med 2 baspunkter. Poghosyan pekar på två kanaler genom vilka ökad statsskuld kan höja räntan: default, och monetization of debt/inflation. (s 3) På kort sikt kan förhållandet mellan obligationsräntorna och fundamenta bryta ihop, särskilt i finansiellt turbulenta perioder (s 3). Han pekar på att USA under lång tid nu ökat sin statsskuld, men att deras obligationsräntor samtidigt trendat nedåt. Av detta drar han slutsatsen att en metod behövs där man kan skilja på kortsiktiga (t ex penningpolitik) och långsiktiga faktorer. Därför är panelkointegration mycket bättre än de fixed effects-modeller som den tidigare litteraturen använt, menar han. Så här förklarar han hur statsskulden kan höja räntan:
"Government debt may affect real bond yields through two key channels. First, fiscal
expansion may crowd out private investment (assuming the Ricardian equivalence does not
hold) resulting in a lower steady-state capital stock, which in turn would lead to a higher
marginal product of capital and consequently higher real interest rate (Engen and Hubbard,
2004). Second, higher debt may boost sovereign bond yields through the default risk
premium, as implied by existing models of sovereign debt crises which link the default risk
to the ratio of debt to the government’s income stream (Manasse et al., 2003). Both channels
imply a positive long-run association between real bond yields and government debt." (s 5)
De börjar sin litteraturöversikt med studier av enskilda länder, vilket i praktiken innebär av USA. De flesta länder har använt statiska specifikationer (t ex Elmendorf 1993, Cebula 2000), men vissa har använt dynamiska, som VAR (Plosser 1987, Evans 1987). Intresant nog finner VAR-studierna olikt de med statiska modeller inte någon effekt av de fiskala variablerna på räntan. Många studier beaktar att marknaden är framåtblickande. Wachtel och Young (1987), Thorbecke (1993) och Elmendorf (1996) studerar effekten av budgetnyheter på räntorna. Engen och Hubbard (2005) och Laubach (2009) använder predicerade fiskala variabler. Linde (2001, i
Finnish Economic Papers) har en enlandsstudie av Sverige 1982-1996, och finner att högre budgetunderskott höjer räntan. Vad gäller panelstudier så menar P att de i huvudsak använder fixed effects-modeller med fiskala variabler och kontrollvariabler, däribland ekonomisk tillväxt, på höger sida. Han diskuterar Kinoshita (2006), Hauner och Kumar (2009), Ardagna et al (2007), Conway och Orr (2002), Faini (2006) och Baldacci och Kumar (2010). Key takeaway points från litteraturen menar P är (1) det finns en korrelation mellan statsskuld och räntor, och (2) denna kan variera över tid, t ex bli starkare när skulden redan är hög. När det är global kris så kan också "safe haven"-effekten försvaga korrelationen. P använder Pesaran et als (1999) pooled mean group (PMG) estimator, som är en paneldataversion av error correction-modellen. (Stata:
xtpmg.) Han använder real lång ränta som beroende variabel och börjar med en modell med bara två oberoende variabler: potentiell tillväxttakt och statsskuld/BNP-ratio. Han lägger till upp till fem kortsiktiga variabler: ändring i skuldration, ändringar i kort ränta, ändring i inflation, ändringar i primära balansen, och ändringar i BNP-växten. (s 9f) PMG-estimatorn har tre fördelar. Ett, till skillnad från FE så tillåter den att man skiljer på kortsiktiga och långsiktiga effekter. Två, liksom FE tillåter den att poola koefficienterna för de långsiktiga koefficienterna för att förbättra inferensen, men olikt FE så tillåter den att de kortsiktiga koeffficienterna varierar mellan länderna. Tre, resultaten från PMG kan jämföras med resultaten från en mean-group estimator (MG) som låter både lång- och kortsiktiga koefficientera tt variera mellan länder; om PMG:s poolability rejections inte förkastas så får man stöd för idén implicerad av FE-approachen, att de långsiktiga koefficienterna är homogena. (s 10) Huvudresultatet är att obligationsräntan ökar med 2 baspunkter om statsskuldsration ökar med 1 procentenhet, och med 45 baspunkter om den potentiella tillväxttakten ökar med 1 procentenhet; den senare effekten tycker jag är helt kontra-intuitiv, men det diskuterar P inte alls. På kort sikt avviker realräntan från jämvikten med ändringar i statsskuldsration (positiv effekt), korta realräntor (pos), och inflation (negativ effekt). Effekter av tillväxt (negativ) och primära balansen (negativ) är svagare. (s 14)
Claeys och Vacicek 2012
Claeys (Universidad de Barcelona) och Vasicek (Tjeckiska nationalbanken) studerar här med
event study-metod effekter av ändrade bond ratings på obligationsräntor. Papprets andra tema är spillover mellan olika obligationsmarknader. En rad studier har hävdat att i EMU nationella fiskala variabler inte spelar roll i att bestämma obligationsräntorna, utan att de rör sig ihop (Codogno et al 2003, Schuknecht et al 2010, Bernoth et al 2006, Sgherri och Zoli 2009). Faktorer som global risk aversion och contagion spelar stor roll för räntorna idag, vilket tidigare också varit klart för utvecklingsländers obligationsräntor. Hittills har forskare typiskt kontrollerat för detta med en proxy för "globalt läge", men inte kollat specifikt på överföringskanaler för spillover. Ang och Longstaff (2011),
Caceres et al (2010, IMF WP) och
Favero och Missale (2011, paper för Europaparlamentet) försöker modellera spillover mer direkt. Claeys och Vacicek använder data för EU-länder från och med år 2000 och använder en
VAR-modell med "forecast error variance decomposition", vilket jag inte vet vad det betyder; de använder i alla fall
Diebold och Yilmaz (2009, EJ) approach.
Assman och Boysen 2012
Christian Assman (Bamberg) och Jens Boysen-Hogrefe (Kiel) undersöker i detta paper statsobligationsräntorna i EMU. Gomez-Puig (2006,
Econ Letters) och Jankowitsch et al (2006,
Eur J of Finance) kollade på detta med
bid-ask spread som en viktig oberoende variabel, för att fånga likvididetsläget. Haugh et al (2009, OECD WP) och Barrios et al (2009) kollar på statsskuldskvot och budgetunderskott som oberoende variabler. Ett gäng studier använder corporate bond spread i USA som indikator på global riskperception och riskaversion: Codogno et al (2003,
Econ Policy),
Bernoth et al (2004, ECB WP), Favero et al (2008, CEPR DP).
Magnelli och Wolswijk (2009, Econ Policy) händer dock att USA:s corp bond spread inte är rätt proxy för risksituationen, utan föredrar ECB:s kortsiktiga ränta. Men i den nuvarande krisen stämmer detta inte alls, menar Assman och Boysen: spreads på statsobligationer har gått i taket samtidigt som ECB:s ränta är rekordlåg. Och USA:s corporate bonds spread peakade i december 2008 medan grekiska obligationsräntor gjorde det 2010. För att lösa detta problem föreslår Assman och Boysen att man inte alls ska använda proxies för risksituationen, utan istället använda latenta variabler, i en modell med tidsvarierande koefficienter där koefficienterna antas följa random walks. (s 343) För att öka modellens flexibilitet tillåts modellvariansen ha en
GARCH-struktur (
generalized autoregressive conditional heteroskedasticity), som i Harvey et al (1992) och King et al (1994).
De finner bl a i likhet med Beber et al (2009) att likviditetsvariablerna mest spelar roll i krissituationer. Budgetbalansens vikt ökade också, och ändringar i skuldkvot blev lika viktigt som skuldkvoten i sig. När stressen i euroområdets obligationsmarknader ökade igen hösten 2009 blev statsskuldens nivå den enskilt viktigaste faktorn (343f). I mitten av 2010 innebar 25 procentenheters ökning av statsskulden/BNP en ökning av bond spread med 70 baspunkter, medan under lugna tider skulle den bara ökat med 10 baspunkter, om ens det (344). De använder veckodata från januari 2001 till juni 2010 och den beroende variabeln är skillnaden i landets ränta jämfört med Tyskland. (s 344) De har data för 10 länder utöver Tyskland. Som oberoende variabler har de budgetbalansen/BNP och statsskuld/BNP som fiskala variabler. De har också med bytesbalansen, som proxy för (a) landets konkurrenskraft och därmed framtida betalningsförmåga, och (b) inhemsk belåningskapacitet. De följer Heppke-Falk och Hüfner (2004) i att anta att marknadsdeltagarna är framåtblickande och därför använda prognosticerade värden på variablerna snarare än historiska värden. Olikt de andra studierna i detta blogginlägg som använder prognoser, så är det inte OECD:s utan EU-kommissionens prognoser som används här. De följer Gomez-Puig (2006) i att ha med bid-ask spread som mått på likviditetssituationen och existerande stocken av skuld som mått på marknadskapitalisering. (348) Den senare variabeln är inte prognosticerad utan historiska värden, från BIS. Eftersom deras beroende variabler är observerade mycket oftare (veckovis) än de oberoende variablerna interpolerar Assman och Boysen de oberoende variablerna (de provar också med att extrapolera värdena, vilket ger samma resultat). (s 349) (
Attinasi et al 2009, ECB WP, gör likadant.) De standardiserar variablerna så att beta-koefficienterna kan tolkas rakt av i procent-effekter på ränte-spreaden. De tidsvarierande koefficienterna syns i figurerna nedan.
Mitten-vänster-bilden är effekten av statsskulden; vi ser att den ökar drastiskt från och med början av 2008. Samtidigt minskar budgetbalansens effekt (uppe-höger), vilket jag tycker är märkligt.
Dell'Erba och Sola 2013
Dell'Erba och Solas IMF-paper återkommer till den klassiska frågan om hur den ekonomiska politiken påverkar statsobligationsräntorna. Före krisen, säger de, konvergerade dessa bland de avancerade ekonomierna, och det verkade som att globala faktorer var viktigare determinanter än vad inhemska faktorer -- såsom ekonomisk politik -- var. Men nu i krisen har räntorna divergerat och fiskala variabler har återigen visat sig viktiga. Antyder detta att i regel så under integrerade kapitalmarknader så är det globala variabler som spelar roll, men att nationella variabler åter får vikt när en gemensam budgetchock inträffar? De använder OECD:s prognoser för de fiskala variablerna (a) eftersom marknadsaktörer är framåtblickande, och (b) för att undvika endogenitetsproblem. Eftersom det finns starka korrelationer mellan länderna använder de en Factor Augmented Panel-metod (FAP) utvecklad av
Giannone och Lenza (2008, ECB WP), för att hantera gemensamma globala faktorer. Poängen med denna metod är att de kan låta gemensamma globala chocker ha heterogena effekter på länder, vilket man inte kan göra om man t ex kontrollerar för globala faktorer med årsdummies. Med standard-panelmetoder får de resultat i linje med den tidigare litteraturen, men när de använder FAP så krymper effekten av budgetbalansen och blir insignifikant, medan effekten av statsskuldskvoten förblir signfikant, med ungefär 1 baspunkt högre ränta för 1 procentenhet ökad skuld-BNP-ratio.
De beskriver litteraturen så här:
"In spite of
the mixed results, we can identify few areas of consensus: (1) studies that employ measures
of expected rather than actual budget deficits as explanatory variables tend to find a
significant effect of fiscal policy on long-term interest rates (Feldstein, 1986; Reinhart and
Sack, 2000; Canzoneri et al. 2002; Thomas and Wu 2006; Laubach, 2009); (2) the effect of
public debt appears to be non-linear (Faini, 2006; Ardagna et al. 2007); (3) the effects of
public debt are quantitatively smaller than those of public deficit (Faini, 2006; Laubach,
2009); (4) the effects of global shocks and in particular “global fiscal policy” seem larger
than the effects of domestic shocks (Faini, 2006; Ardagna et al. 2007; Baldacci and Kumar
2010; Alper and Forni 2011); (5) as for sovereign spreads, they are found to respond strongly
to “global risk aversion” both in advanced countries (Codogno et al., 2003, Geyer et al.,
2004; Bernoth et al., 2004 and Favero et al., 2009) and in emerging markets (Gonzalez-
Rosada and Levy-Yeyati, 2008; Ciarlone et al., 2009)." (s 5)
Liksom Chinn och Frankel (2007) och Reinhart och Sack (2000) använder de prognoser istället för observerade variabler, men i valet av variabler följer de Ardagna et al (2007) nära. Forecast-variablerna kommer från OECD:s
Economic Outlook och är för 17 länder 1989-2012.
Breen och McMenamin 2013
Statsvetarna
Michael Breen och
Ian McMenamin från Dublin City University lägger till en politisk dimension i litteraturen. I introduktionen betonar de att upplåning för att sköta statens uppgifter är ett politiskt val, och klargör vad för teorier och hypoteser de jobbar med:
"We test a series of hypotheses about political
structures and sovereign debt. These hypotheses are
derived from the theory of credible commitment, as well
as research on the impact of political ideology and flexible
policymaking. We argue that power-sharing institutions
and party system polarization have important effects
on long-term interest rates. Where polarization is low and
collective responsibility is high, the market perceives a
more credible commitment on the part of sovereign debtors.
This credibility argument outperforms alternative
accounts of the politics of sovereign debt, namely a market
preference for right-wing governments and more flexible
polities."
De har data för 23 rika länder mellan 1970 och 2009. De relaterar till en väldigt annorlunda uppsättning av litteratur än vad de övriga papers som jag refererat här gör; deras litteraturöversikt börjar med
Michael Tomz bok om tre århundraden av statsskuld och går vidare framför allt med att diskutera hur olika forskare (alla kvantitativa) hanterar politiska faktorer, t ex mellan olika typer av olika politiska regimer, eller olika varianter av "politisk risk" för investerare:
Many papers include survey-based measures of political
risk. They control for politics, but cannot explain them
(Diamonte, Liew, and Stevens 1996; Baldacci and Kumar
2010). An emphasis on political instability is more satisfying
and identifies some events that may increase uncertainty
for investors: for example, elections (Block and
Vaaler 2004), popular protests, and executive turnover
(Cosset and Roy 1991). Even more appealing is the growing
literature on regime type and sovereign debt (Archer,
Biglaiser, and DeRouen 2007), which focuses on the
essence of a political system to explain variations in risk
in the market for sovereign debt. Nonetheless, the evidence
on a democratic advantage in selling sovereign
debt is mixed (Saiegh 2005; Archer et al. 2007; Biglaiser,
Hicks, and Huggins 2008; Beaulieu, Cox, and Saiegh
2011). Another line of research codes specific institutional
configurations (Stasavage 2007, 2011; Dincecco
2009). Institutions have also been the focus of case studies
such as North and Weingast (1989) on Britain after
the Glorious Revolution of 1688, Stasavage (2003) on
Britain and France from 1688 to 1789, Biglaiser and
DeRouen (2007) on contemporary Latin America, Vizcarra
(2009) on nineteenth-century Peru, and Saiegh (2007) on
Argentina. Stasavage (2007, 2011) is particularly interesting
in the context of this article. Like us, he interacts
domestic political competition and political institutions,
although he thinks of both rather differently than we do.
Moreover, Stasavage’s work relates to pre-democratic Europe,
not contemporary wealthy countries. Another broadly
similar approach is Keefer and Knack’s (2002) study of
social polarization, veto players, and creditworthiness. The
next closest argument to ours is Kohlscheen’s (2010) finding
that a variety of institutional restraints reduce default
propensities in middle-income countries.
De flesta av dessa studier handlar antingen om utvecklingsländer eller är historiska studier, säger Breen och McMenamin. Väldigt lite har handlat om statsskuldrisken i avancerade ekonomier, kanske för att denna marknad har varit så lugn fram till dagens kris: fram till Greklands "omstrukturering" av statsskulden hade inget Västland gjort statsbankrutt sedan 1945. En annan anledning är att litteraturen använt så grova politiska indelningar: demokrati och icke-demokrati, ungefär. Men Breen och McMenamin menar att mer finmaskiga distinktioner behövs.
De börjar sin politisk-teoretiska diskussion med begreppet "trovärdighet" och "commitment problems" som de menar har två aspekter: tidsinkonsistens à la Kydland och Prescott 1977, och politisk instabilitet. Deras approach är väldigt 80-talistiskt public choice. Trovärdighetsproblem hanteras, menar de, genom att de politiska aktörerna binder upp sig (
restraint). Ett sätt att göra det är maktdelning, som Lijphart (1999) kallar "joint power"; North och Weingast (1989) menade att det var vad som skyddade äganderätten efter 1688 års Ärorika revolution i England. Det andra sättet är att delegera makten till en aktör som inte kan pressas politiskt, vad Lijphart kallar "divided power"; det klassiska exemplet är en centralbank med ett inflationsmål. Breen och McMenamin fokuserar här på
joint power snarare än
divided power, det senare används knappast för de aktörer som styr statsskulden. De menar att med bredare politiska koalitioner kan inte de offentliga utgifterna öka så mycket/okontrollerbart, eftersom kostnaderna inte kan externaliseras (Olson 1982). Alesina menar dock att med större koalitioner kan politikens flexibilitet minska. Breen och McMenamin menar dock att obligationsmarknaderna bör bry sig mer om trovärdighet än flexibilitet (s 3). Ur denna diskussion drar de två hypoteser (1a och 1b): att med mer delat beslutsfattande bör obligationsräntan vara lägre, och med mer delat beslutsfattande under nedskärningar bör obligationsräntan vara lägre. Efter detta går de vidare till att diskutera den huvudsakliga teoretiska konkurrenten, vänster-höger-skillnader:
"The most obvious political alternative to institutions is
the ideology of political competitors. The ideology of governments
is one of the most popular variables in political
economy research (Hibbs 1977; Leblang and Bernhard
2000; Mosley 2003:8; Leblang and Mukherjee 2005). We
are skeptical about the potential of government ideology
to explain the credibility of sovereign debtors. To be
sure, right-wing governments grant more legitimacy to
markets, including international markets. Also, they are
less worried about cutbacks to social programmes. For
these reasons, it is imaginable that their promises would
be more credible. However, much of the literature on
government ideology looks at short-term, even daily,
effects on financial outcomes (Fowler 2006:94; Bechtel
and Füss 2008; Bechtel 2009). It is important to remember
that bond investors cannot rely on a particular government
to repay loans, as governments have to face the
electorate at least every 5 years, and the benchmark term
for sovereign debt is 10 years. Therefore, investors need
to estimate the general credibility of the political system.
More fundamentally, the government ideology argument
tends toward identity rather than incentives. Regardless
of ideology, all governments should be subject to time
inconsistency." (s 3)
B och M tror inte att vänster-höger i sig ska vara en viktig faktor för att förklara räntorna, utan menar istället att polarisering är den avgörande faktorn här (det är hypotes 2). Hypotes 3 är att räntorna blir högre om hög polarisering förenas med koncentrerad makt. De ställer också upp mothypoteser -- alltså motsatsen till vad de tror på -- till dessa 3, inklusive en att högerregeringar får lägre räntor.
De använder fixed effects-modeller på sitt dataset med 23 länder 1970-2009. Länderna är Australien, Österrike, Belgien, Kanada, Danmark, Finland, Frankrike, Tyskland, Grekland (!), Irland, Israel, Italien, Japan, Luxembuerg, Nederländerna, Nya Zeeland, Norge, Portugal, Spanien, Sverige, Schweiz, Storbritannien och USA. Deras panel är väldigt obalanserad vilket syns i appendixtabellen nedan, men det diskuterar de inte i artikeln. Detta trots att de kör fixed effects-modeller, dvs som bara kollar på variation inom länder, och de för fem länder har 15 eller färre observationer.
Hausmantestet avfärdar användande av random effects, Augmented Dickey Fuller visar att deras variabler är stationära (!) och Wooldridgetestet visar att de inte har problem med autokorrelation (s 4n). Deras huvudmodell är statisk och inkluderar inte årsdummies, något som de motiverar på följande förvånande sätt: "Like
other recent studies on the advanced economies, we do
not report year effects in our main findings because interest
rates tend not to vary much over-time within these
countries or exhibit fundamental change over the long
term (Mosley 2003;
Baldacci and Kumar 2010)." Som robustness checks använder de panelkorrigerade standardfel (kan man verkligen kalla det robustness check!?!?), AR1-specifikation, årseffekter, tidstrend, och spread som beroende variabel.
Som operationalisering av koncentration av
politiskt beslutsfattande använder de ett viktat index över antal parlamentariska partier, koncentration vs maktdelande i regeringen, "electoral disprooprtionality", och "interest group pluralism" (Lijphart 1999).
Polarisering i det politiska systemet operationaliserar de med hjälp av Comparative Manifesto Project-kodningen av partiers valmanifests ideologiska prägel på en höger-vänster-skala. CMP mäter manifestets höger-vänsterposition genom att ta höger-inslag i valmanifest minus vänster-inslag i valmanifest (Budge et al 2001). Partipolarisering är skillnaden mellan de två största partierna i landet.
Regeringens ideologi operationaliseras också med CMP-data: de ingående partiernas vänster-höger-position, viktat utifrån hur stor andel av regeringens platser de håller (Kim och Fording 2001). De har också en rad ekonomiska kontrollvariabler: budgetbalansen, statsskuld/BNP, inflation, och BNP-växt. (s 5) Skulden inkluderar de både linjärt och kvadratiskt. Som vi har sett i hypotesuppställningen så vill de kolla en del på att saker har vissa effekter när nedskärningar (
retrenchment) genomförs. Denna variabel ska bara mäta medvetna nedskärningar i statsutgifter och beskattning, och kommer från
Devries et als (2011) nya dataset för 1978-2009 som presenterats i ett IMF-working paper och som de använt till att studera "expansionary austerity"-idén.
I deras grundregressioner har de antingen 514 eller 345 (utan eller med retrenchment) observationer. I grundmodellen har de bara med inflation, budgetbalansen, skulden och tillväxten. Tillväxt och skuld har inga signifikanta effekter, vilket dock inflation och budgetbalansen har: 1 procent mer inflation ger i de olika modellerna ungefär 0.40 procentenhet högre nominalränta (oväntat svagt?), och 1 procent bättre budgetbalans ca 0.30 procentenheter lägre ränta (alldeles för stark effekt?). I modell 2 lägger de till grundmodellen till koncentration, i modell 3 koncentration*retrenchment, modell 4 polarisering, modell 5 polarisering*retrenchment, modell 6 polarisering och polarisering*koncentration, och i modell 7 alla interaktionerna. Andelen förklarad variation varierar mellan 0.54 och 0.65. Ingen av retrenchment-interaktionerna har någon signifikant effekt. Deras kommentar till retrenchment-modellerna är väldigt märklig: "In all of
the models where we have added the action-based measure
of fiscal retrenchment, it predicts substantial variation
in the interest rate on government bonds. Most
impressively, three out of four political coefficients double
in magnitude when we control for fiscal retrenchment,
while the fourth is almost unaffected." (s 6) Gentemot detta skulle jag vilja säga (a) retrenchment-interaktionerna är inte en enda gång signifikant, och (b) när retrenchment inkluderas faller N från 514 till 345 och antalet länder från 23 till 17; frågan är om det inte är skillnaden i sample snarare än just den variabeln som driver att R2 ökar. Detta diskuterar de inte alls! De gör några snygga illustrationer av den substantiella signifikansen av sina resultat: hur mycket skulle räntan ändras om koncentrationen ökade till max från medelvärde, eller med en standardavvikelse, och så där. Efter de 6 huvudmodellerna går de vidare med tabell 2 där de testar sina mothypoteser, inklusive den att högerregeringar får lägre räntor. Variabeln regeringens ideologi är inte statistiskt signifikant men koefficienten får rätt tecken. En interaktion mellan högerideologi och maktkoncentration blir däremot statistiskt signifikant, också med rätt tecken (s 7). Breen och McMenamin kommenterar: "When the concentration
of power is held constant at its mean value, a one unit
move to the right leads to a reduction of 0.28%, holding
other variables constant at mean values. On the other
hand, when the concentration of power is held constant
at its highest value, a one unit move to the right leads to
a reduction of 1.06%, holding other variables constant at
mean values. Markets appear to prefer right-wing governments
when they are sufficiently free to exercise power.
These alternative hypotheses perform weakly in comparison
with the centrality of joint power institutions in credibly
committing sovereigns to repay their debts." (s 7)
Referenser
Alper, C. Emre och Lorenzo Forni (2011) "Public Debt in Advanced Economies and its Spillover Effects on Long-term Yields", IMF Working Paper.
Ardagna, Silvia, Francesco Caselli och Timothy Lane (2004) "Fiscal discipline and the cost of public debt service: Some estimates for OECD countries", ECB Working Paper No. 411.
Assman, Christian och Jens Boysen-Hogrefe (2012) "Determinants of government bond spreads in the euro area: in good times and bad",
Empirica.
Breen, Michael och Ian McMenamin (2013) "Political institutions, credible commitment, and sovereign debt in advanced economies",
International Studies Quarterly.
Chinn, Menzie och Jeffrey Frankel (2007) "Debt and Interest Rates: The U.S. and the Euro Area",
Economics Discussion Papers.
Claeys, Peter och Borek Vasicek (2012) "
Measuring sovereign bond spillover in Europe and the impact of rating news", paper, Czech National Bank, 2012.
Dell'Erba, Salvatore och Sergio Sola (2013) "
Does fiscal policy affect interest rates? Evidence from a factor-augmented panel" (pdf), IMF Working Paper.
Faini, Riccardo (2006) "Fiscal policy and interest rates in Europe",
Economic Policy.
Gruber, Joseph W. och Stephen B. Kamin (2010) "Fiscal Positions and Government Bond Yields in OECD Countries", Board of Governors of the Federal Reserve System International Finance Discussion Papers Number 1011, December 2010.
Krueger, Skip och Robert W. Walker (2008) "Divided Government, Political Turnover, and State Bond Ratings",
Public Finance Review.
Kumar, Manmohan och Jaejoon Woo (2010) "Public debt and growth", IMF Working Paper.
Poghosyan, Tigran (2012) "
Long-Run and Short-Run Determinants of sovereign bond yields in advanced economies" (pdf), IMF Working Paper.
Perry, Robert L. och John D. Robertson (1998) "Political Markets, Bond Markets, and the Effects of Uncertainty A Cross-National Analysis",
International Studies Quarterly.
(korrelationen mellan nominallöneökningstakten enl dessa data och BLS data är 0.97.)
