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�� WIFO |
Ratingagenturen: Verursacher,
Verst�rker oder im Sog der Staatsschuldenkrise?
Die Marktstimmung beeinflusst
internationale Kapitalstr�me rasch und nachhaltig. Die Ver�nderung der Risikobereitschaft
internationaler Anleger erkl�rt mehr als die H�lfte der Schwankungen des Zinsdifferentials
zwischen inl�ndischen Staatsanleihen und den Anleihen aus einem sicheren Vergleichsland.
Herabstufungen des L�nderratings k�nnen in diesem Umfeld destabilisierend wirken.
Die Auswertung der Rating�nderungen f�r vier europ�ische Peripheriel�nder zwischen
1994 und 2011 liefert jedoch keinen Nachweis f�r einen Teufelskreis aus Zinsanstieg,
Herabstufung und Zunahme der Staatsschuld.
Begutachtung: Gunther Tichy,
Franz R. Hahn � Wissenschaftliche Assistenz: Ursula Glauninger � E-Mail-Adressen:
[email protected], [email protected]
INHALT
Hypothesen zur Erkl�rung der Zunahme des
Zinsdifferentials
Ratingagenturen und der Prozess der
Ratingerstellung
Empirische Untersuchungen �ber die Ursachen von
Zinsabst�nden
Rating�nderungen und Zinsdifferentiale im
Euro-Raum
Zusammenfassung und Schlussfolgerungen
VERZEICHNIS DER �BERSICHTEN UND
ABBILDUNGEN
Abbildung 1: Konvergenz und Divergenz der Zinss�tze
Abbildung 3: Die Ratings aller Agenturen f�r Griechenland
Ratingagenturen stehen
derzeit unter heftiger Kritik. Ihre Einsch�tzung der geringeren Kreditw�rdigkeit
von Staaten wird als Ursache f�r den Anstieg der Finanzierungskosten von Staatsschulden
betrachtet. Besonders intensiv wird die Herabstufung der Kreditw�rdigkeit von Staaten
des Euro-Raumes im Zuge der Staatsschuldenkrise diskutiert. Die Herabstufungen erfolgten
seit M�rz 2010 weitgehend im Gleichklang mit �nderungen des Zinsdifferentials der
jeweiligen Staatsanleihen zu deutschen Bundesanleihen (Tichy, 2011). Die Europ�ische Kommission droht den Agenturen in kritischen
Situationen sogar mit einem Verbot der Ver�ffentlichung von Ratings f�r Staaten.
Vielfach wird auch die Gr�ndung einer europ�ischen Ratingagentur eingefordert, die
den angels�chsisch dominierten Agenturen eine eigenst�ndige europ�ische Meinung
entgegensetzen soll. Vor diesem Hintergrund erscheint eine n�chterne Analyse des
Zusammenhangs zwischen �nderungen des Zinsdifferentials und der Ratings angebracht.
Ausgangspunkt der Analyse ist die Zunahme der Zinsabst�nde zwischen einigen Staaten
des Euro-Raumes und Deutschland. Sie kann im Gegensatz zur Periode vor der W�hrungsunion
nicht mehr mit unterschiedlichen Erwartungen �ber die Inflation begr�ndet werden,
sondern hat andere Ursachen.
Vor dem Eintritt in die
W�hrungsunion konnten die EU-L�nder zwei wirtschaftspolitische Instrumente nutzen,
die ihnen nunmehr nicht zur Verf�gung stehen: Die unabh�ngige Geldpolitik mit einer
eigenen W�hrung erm�glicht eine vom Ausland abweichende Inflationsrate und eine
Anpassung des Wechselkurses an Ver�nderungen der internationalen Wettbewerbsf�higkeit,
wie sie durch ein Inflationsdifferential zu den Handelspartnern unweigerlich entstehen.
Mit einem unerwarteten Inflationsschub kann der Realwert festverzinslicher Staatsanleihen
vermindert und damit ein sanfter Schuldenabbau erreicht werden. Das �berraschungsmoment
ist allerdings wichtig, weil eine f�r die Zukunft erwartete hohe Inflationsrate
bereits in der aktuellen Rendite auf Staatsanleihen ber�cksichtigt wird. Diesen
Zusammenhang zeigt die "Fisher-Gleichung" (Fisher, 1906), die den nominellen Zinssatz in Periode t, 
, in einen Realzinssatz,
, und die erwartete
Inflationsrate 
�zerlegt:
.
Inflationserwartungen sind
Bestandteil des nominellen Zinssatzes und gleichen f�r den Anleger den Kaufkraftverlust
aus.
Sobald die erwartete Inflationsrate
steigt, passt sich die nominelle Rendite auf Staatsanleihen im selben Ausma� an.
Die Anleger erhalten durch den Zinsaufschlag eine Kompensation des Kaufkraftverlustes,
der �ber die Laufzeit der Anleihe durch die h�here erwartete Inflationsrate entstehen
w�rde. Wenn die tats�chliche Inflationsrate unter der erwarteten Inflationsrate
liegt, d. h. wenn die Inflationserwartungen falsch waren, ist die erzielte Rendite
ex post �berh�ht. Falls die erwartete Inflationsrate niedriger ist als die tats�chliche,
ergibt sich ex post ein Kaufkraftverlust bzw. eine reale Entwertung der Staatsschuld.
Mit dem Eintritt in den Euro-Raum
gingen die Inflationserwartungen zur�ck, und die Renditen auf Staatsanleihen konvergierten.
Abbildung 1 zeigt die Sekund�rmarktrenditen
f�r Deutschland und einige L�nder an der Peripherie des Euro-Raumes mit einer Restlaufzeit
von 10 Jahren f�r den Zeitraum 1995 bis Herbst 2011. Am Anfang der Beobachtungsperiode
lagen die Zinss�tze der Peripheriel�nder deutlich �ber der Sekund�rmarktrendite
f�r deutsche Bundesanleihen. Dieser Unterschied ist vor allem auf die hohen tats�chlichen
und erwarteten Inflationsraten der Peripheriel�nder um 1995 zur�ckzuf�hren: Im Jahr
1995 betrug die Inflationsrate in Griechenland 8,9%, in Portugal 4,2%, in Spanien
4,7% und in Irland 2,5%. Zwischen 1995 und dem Eintritt in die W�hrungsunion konvergierten
die Zinss�tze in den Peripheriel�ndern auf das deutsche Niveau. Zu erkl�ren ist
diese Konvergenz mit dem Wegfall der geldpolitischen Unabh�ngigkeit in den Peripheriel�ndern
und damit einer Angleichung der erwarteten Inflationsrate auf das von der Deutschen
Bundesbank bzw. der Europ�ischen Zentralbank angepeilte Niveau von etwa 2%.
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Abbildung 1: Konvergenz
und Divergenz der Zinss�tze |
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Sekund�rmarktrenditen f�r 10-j�hrige
Staatsanleihen |
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Q: OeNB. |
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Der reale Zinssatz besteht
aus vier Komponenten: dem nat�rlichen Zinssatz, der Kreditrisikopr�mie, der Liquidit�tspr�mie
und der Fristigkeitspr�mie. Die Neueinsch�tzung der drei l�nderspezifischen Komponenten
durch die Anleger ist eine m�gliche Erkl�rung f�r die Ausweitung der Zinsabst�nde
zu deutschen Bundesanleihen.
Selbst zwischen 2003 und
2006, als die geringsten Abweichungen zu verzeichnen waren, unterschieden sich die
Zinss�tze geringf�gig zwischen den Peripheriel�ndern und Deutschland. Die Ursachen
k�nnen mit einer Zerlegung des realen Zinssatzes f�r jedes Land n in vier
Komponenten anschaulich gemacht werden (Koch,
2011):
.
Der nat�rliche Zinssatz
�ist
f�r alle L�nder gleich und entspricht z. B. dem risikolosen realen Eonia-Swapsatz.
Die Kreditrisikopr�mie 
�kann
von Land zu Land unterschiedlich sein und gibt das Kreditrisiko des betreffenden
Staates an, d. h. in dieser Komponente spiegelt sich die Wahrscheinlichkeit eines
Zahlungsausfalls der Staatsanleihen dieses Landes. Die Komponente 
�ist
eine nach L�ndern unterschiedliche Liquidit�tspr�mie, die durch die Gr��e und Tiefe
des betreffenden Anleihemarktes bestimmt wird. Die Liquidit�tspr�mie entsch�digt
die Anleger f�r das unterschiedliche Ausma� an Liquidit�t auf den l�nderspezifischen
Anleihem�rkten, d. h. f�r das Risiko bei einem Verkaufswunsch keinen K�ufer zu finden.
Der Markt f�r deutsche Staatsanleihen zeichnet sich z. B. durch eine hohe Liquidit�t
aus, weil das emittierte Volumen deutscher Staatsanleihen und die t�glichen Ums�tze
hoch sind. Je kleiner ein Land ist und je niedriger dessen Schuldenstand, desto
enger ist der Markt f�r Staatsanleihen; entsprechend h�here Liquidit�tspr�mien muss
dieses Land zahlen. Die Fristigkeitspr�mie 
�ber�cksichtigt
die im Vergleich mit dem Taggeld l�ngere Behaltezeit von Staatsanleihen. Von diesen
vier Komponenten ist nur der risikolose Eonia-Swapsatz aus Marktdaten zu beobachten
und f�r alle L�nder des Euro-Raumes gleich hoch. Die anderen drei Komponenten k�nnen
nur als Ganzes 
�aus dem Unterschied zwischen realer Anleiherendite
und Swapsatz berechnet werden.
Eine m�gliche Interpretation
des Wegdriftens der Zinss�tze auf Staatsanleihen der Peripheriel�nder vom deutschen
Niveau ist eine Neueinsch�tzung dieser drei nicht beobachtbaren Komponenten durch
die Anleger. Die Anpassung der Erwartungen k�nnte alle drei Komponenten erfasst
haben, weil durch die Staatsschuldenkrise und die Rettungspakete f�r Griechenland
(Mai 2010), Irland (November 2010) und Portugal (April 2011) sowohl das Kreditrisiko
stieg als auch die Liquidit�t auf dem jeweiligen Anleihemarkt abnahm. Die Behaltepr�mie
�sollte
zumindest auf die urspr�ngliche Befristung der ersten Rettungspakete bis Ende 2012
reagiert haben (De Grauwe, 2011).
Hypothesen zur
Erkl�rung der Zunahme des Zinsdifferentials
Eine solche Neueinsch�tzung
wird von der Hypothese der Marktdisziplinierung unterstellt. �berm��ige Defizite
innerhalb der W�hrungsunion h�tten demnach eine Zunahme des Zinsdifferentials gegen�ber
einem stabilen Ankerland zur Folge. Diese Beziehung wurde bereits fr�hzeitig von
�konomen der Investmentbanken (Bishop � Damrau � Miller, 1991), aber auch des Internationalen W�hrungsfonds
(Bayoumi � Goldstein
� Woglom, 1995) postuliert und f�r Bundesstaaten der USA empirisch nachgewiesen. Der
Zusammenhang zwischen dem Zinsdifferential und der Staatsverschuldung erweist sich
demnach als nicht-linear: Ausgehend von einer niedrigen Staatsverschuldung steigt
der Anleihezinssatz proportional. Falls die Fiskalpolitik weiterhin ein �berm��iges
Defizit verursacht, nimmt der Anleihezinssatz ab einem kritischen Wert der Staatsschuldenquote
�berproportional zu (Reinhart � Rogoff, 2011). Im Extremfall kann ein Staat sein Haushaltsdefizit nicht mehr �ber
die Anleihem�rkte finanzieren.
Empirische Untersuchungen
zeigen einen nicht-linearen Zusammenhang zwischen der Staatsschuldenquote und der
Rendite auf Staatsanleihen. In einem System fester Wechselkurse sind auch theoretisch
nicht-lineare Reaktionen m�glich.
Die nicht-lineare Reaktion
des Zinssatzes auf das Kreditrisiko kann auch in theoretischen Modellen f�r Volkswirtschaften
in einem festen Wechselkurssystem nachgewiesen werden. Durch Fixierung des Wechselkurses
verzichtet ein Land auf das wirtschaftspolitische Instrument der Geldpolitik. Wie
Calvo (1988) in einem Modell mit multiplen
Gleichgewichten zeigt, kann selbst eine verantwortungsvolle Regierung die Staatsschulden
nicht mehr bedienen, wenn der Zinssatz zu weit �ber der Wachstumsrate der Wirtschaft
liegt. Durch hohe Unsicherheit oder eine spekulative Attacke kann in diesem Modell
der Zinssatz f�r Staatsanleihen die Wachstumsrate des BIP �bersteigen. Investoren
reagieren auf diesen Schock mit der Forderung nach h�heren Zinss�tzen, weil das
zunehmende Differential zwischen Zinssatz und Wachstumsrate die Wahrscheinlichkeit
eines Zahlungsausfalls (d. h. die Kreditrisikopr�mie 
) erh�ht. Der Anstieg
der Zinss�tze verursacht wiederum h�here Finanzierungskosten; dieser Teufelskreis
kann schlie�lich in der Einstellung der Zins- und Tilgungszahlungen durch den Staat
m�nden.
In der Hypothese der Marktdisziplinierung
haben Zinsdifferentiale zum stabilen Ankerland die Rolle eines Warnsignals f�r eine
nicht-nachhaltige Budgetpolitik. Entsprechend dieser Hypothese erzeugen steigende
Zinsdifferentiale �ber die Zunahme der Finanzierungskosten und die drohende Kreditbeschr�nkung
einen Anreiz zur Korrektur eines �berm��igen Defizits.
Die Reaktion der Rendite auf
Staatsanleihen auf ein �berm��iges Defizit ist ein potentieller Korrekturmechanismus
f�r �berm��ige Defizite. Allerdings forderte die Europ�ische Kommission schon fr�h
zus�tzliche fiskalpolitische Koordinationsmechanismen.
Die Disziplinierung durch
den Markt bei einem �berm��igen Defizit kann nur wirken, wenn zwischen den L�ndern
der W�hrungsunion freier Kapitalverkehr herrscht und keine impliziten oder expliziten
Haftungen zur �bernahme der Staatsschuld eines illiquiden oder insolventen Staates
durch die gesamte W�hrungsgemeinschaft bestehen. Die Vermeidung impliziter Garantien
war einer der Gr�nde f�r den gegenseitigen Haftungsausschluss im Pakt f�r Stabilit�t
und Wachstum (Nichtbeistandsklausel, Art. 125 AEUV). Die Europ�ische Kommission (1990) forderte schon fr�h externe Beschr�nkungen
der nationalen Fiskalpolitik in der W�hrungsunion. Mit dem Pakt f�r Stabilit�t und
Wachstum wurden neben dem Haftungsausschluss ein pr�ventiver Kontrollmechanismus
und ein korrektiver Prozess eingef�hrt, die allerdings von Anfang an nur eine lockere
Koordination der Fiskalpolitik durch die Europ�ische Kommission bzw. den Europ�ischen
Rat erwarten lie�en (Url, 2001). Der pr�ventive
und der korrektive Arm sollten auf nationaler Ebene ein �berm��iges Defizit verhindern,
erwiesen sich jedoch im Nachhinein als zu schwach, vor allem weil sich auch die
gro�en Euro-L�nder �ber die von der Kommission initiierten Defizitverfahren hinwegsetzten.
Urspr�nglich sah der Delors-Report (Committee,
1989) bindende Fiskalregeln f�r die Teilnehmer an der W�hrungsunion vor. Dieser
Ansatz wurde letztlich aber nur f�r die Bedingungen f�r den Eintritt in die W�hrungsunion
in das EU-Regelwerk �bernommen.
Ratings wurden in einigen
empirischen Untersuchungen als Ursache der Ausweitung des Zinsabstandes zu einem
sicheren Ankerland nachgewiesen.
Als weitere Ursache des
Anstiegs der Zinsabst�nde wird � vor allem
in der politischen Diskussion � die Herabstufung
von Ratings f�r Staatsanleihen gesehen. Ratings sind Einsch�tzungen der Kreditw�rdigkeit
eines Staates durch unabh�ngige private Agenturen. Wie Ferri � Liu � Stiglitz (1999) nachweisen, k�nnen Ratingagenturen Krisen auf lokalen staatlichen
Anleihem�rkten nicht regelm��ig vorhersagen (vgl. auch Tichy, 2011). Nach Ferri � Liu � Stiglitz (1999) reagieren die Agenturen nach dem Ausbruch
einer Staatsschuldenkrise mit �berschie�enden Anpassungen ihrer Ratings. Kaminsky � Schmukler (2002) zeigen die prozyklische Tendenz von Ratings:
Herabstufungen treten vermehrt w�hrend einer Abw�rtsbewegung des Marktes ein, Aufwertungen
�berwiegend in einer Phase steigender Wertpapierpreise. Kaminsky � Schmukler (2002) f�hren dieses Argument weiter und zeigen,
dass Rating�nderungen sowohl auf die Kurse der Anleihe- als auch auf die der Aktienm�rkte
wirken, wobei sie eine nicht-lineare Reaktion beobachten. In einer Krise �bertragen
sich Rating�nderungen deutlich st�rker auf die Wertpapierpreise als in Phasen normaler
Konjunktur. Kaminsky � Schmukler
(2002) schlie�en aus ihrem Datensatz, dass negative Neuigkeiten durch Herabstufungen
signifikant zur Ausweitung des Zinsabstandes beitragen. Zus�tzlich werden durch
Rating�nderungen die Kapitalm�rkte anderer L�nder von den Turbulenzen im Ausgangsland
angesteckt und reagieren ebenfalls mit Kursr�ckg�ngen, d. h. einer Zunahme des Zinsdifferentials
zu einem Ankerland mit sicheren Veranlagungsm�glichkeiten.
Ratingagenturen
und der Prozess der Ratingerstellung
Derzeit dominieren drei
Ratingagenturen � Fitch, Moody's und Standard
& Poor's � die Erstellung von Ratings
f�r Staatsanleihen. Die Ratings f�r Staatsanleihen bzw. Staaten sollen die erwartete
F�higkeit und den Willen des anleiheemittierenden Staates zur zeitgerechten und
vollst�ndigen R�ckzahlung des geschuldeten Betrages signalisieren. Sie beziehen
sich dabei immer auf den Zentralstaat, das ist im Fall �sterreichs der Bund, und
auf die Schulden gegen�ber Privatgl�ubigern. Die zeitgerechte Bedienung von Schulden
gegen�ber anderen �ffentlichen Institutionen wird von den Ratingagenturen nicht
beurteilt (Bhatia, 2002). Die Ratings
der drei Agenturen umfassen unterschiedliche Aspekte einer staatlichen Insolvenz.
Standard & Poor's beurteilt z. B. nur die Wahrscheinlichkeit einer Staatsinsolvenz,
gibt aber keine Auskunft �ber deren Intensit�t (Ausma� des Schuldenschnitts), deren
Dauer und die Art der Abwicklung (geordnet oder ungeordnet). Die Ratings von Moody's
spiegeln hingegen zus�tzlich zur Insolvenzwahrscheinlichkeit auch die R�ckzahlungsquote
im Fall einer Insolvenz wider. Fitch w�hlt einen Mittelweg zwischen diesen beiden
Alternativen und bildet bis zum Zeitpunkt der Insolvenz nur die Wahrscheinlichkeit
des Eintritts einer Insolvenz ab, nach Eintritt der Insolvenz ber�cksichtigt das
Rating auch die erwartete R�ckzahlungsquote.
Eine wichtige Trennlinie in
der Einsch�tzung der Kreditw�rdigkeit von Staaten sind die Wertungen "investment
grade" und "speculative grade".
Fitch, Moody's und Standard
& Poor's ver�ffentlichen ihre Einsch�tzung der R�ckzahlungswahrscheinlichkeit
von Staatsanleihen meist in Form einer Buchstabenkombination, wobei die h�chste
Bonit�t mit "AAA" angegeben wird. Durch Weglassen eines A oder Ersetzen
eines A durch einen der nachfolgenden Buchstaben im Alphabet, durch Kleinbuchstaben,
Vorzeichen (+/�) oder Ziffern wird jeweils
eine niedrigere Kreditw�rdigkeit angezeigt. F�r Analysezwecke werden die Ratings
auch in eine Zahlenskala zwischen 1 (niedrige Bonit�t) und 20 (hohe Bonit�t) �bersetzt
(Bhatia, 2002, Table 2). Grob teilen die
Ratings Wertpapiere in zwei Kategorien ein: Wertpapiere mit "investment grade"
und mit "speculative grade". Wenig risikobereite Investoren beschr�nken
ihre Veranlagungen auf Wertpapiere mit "investment grade", daher kommt
den Ratings besonders an der Grenze zwischen "investment" und "speculative
grade" besondere Bedeutung zu. �blicherweise werden Ratings auch mit einer
Aussicht verbunden, die die erwartete Richtung einer k�nftigen �nderung des Ratings
anzeigt (positiv, negativ oder gleichbleibend).
Ratingagenturen verarbeiten
Informationen �ber die politische, wirtschaftliche und finanzielle Lage eines Staates
in ein einfaches Signal f�r Anleger. Sie erleichtern damit vor allem grenz�berschreitende
Investitionen.
Ratings werden entweder
vom Emittenten der Staatsanleihe beauftragt und bezahlt oder ohne Auftrag durchgef�hrt,
weil der betreffende Anleihemarkt von den Ratingagenturen ohnehin beobachtet werden
muss, z. B. in den USA. Ein Rating bietet f�r Investoren ein einfaches Signal �ber
die Kreditw�rdigkeit staatlicher Schuldner. Sofern Ratingagenturen eine unabh�ngige
Risikoabsch�tzung treffen, ersparen sich Investoren dank des einfach zu interpretierenden
Ratingsignals hohe Kosten der Informationsbeschaffung. Falls die Investoren Finanzintermedi�re
sind, fordern teilweise auch die Aufsichtsbeh�rden ein Rating der gehaltenen Wertpapiere.
Die Geb�hr f�r ein Rating h�ngt entweder vom Emissionsvolumen ab oder wird f�r gro�e
L�nder als Pauschalbetrag ausgehandelt.
Die Emittenten erhoffen
sich aus dem Rating eine Ausweitung des potentiellen Investorenkreises auf internationale
Anleger, die anderenfalls zu hohe Kosten der Informationsbeschaffung h�tten. Ratings
f�r Staaten haben auch den Vorteil, dass sie die Grundlage f�r die Risikoeinsch�tzung
von Unternehmensanleihen des entsprechenden Landes bilden. Durch ein Rating des
Staates wird also auch die Unternehmensfinanzierung �ber den Kapitalmarkt erleichtert.
Das moderne Ratingwesen f�r Staatsanleihen ist ein vergleichsweise junges Ph�nomen,
das fl�chendeckend erst nach der Aufhebung des US Interest Equalization Act im Jahr
1974 entstand. Davor gab es zwar internationale Ratings durch Moody's und Poor's
Publishing, sie wurden jedoch immer wieder ausgesetzt, sodass Anfang 1975 nur Ratings
f�r Australien, Kanada und die USA ver�ffentlicht wurden (Bhatia, 2002). Mit der schrittweisen Aufhebung internationaler Kapitalverkehrsbeschr�nkungen
nahm die grenz�berschreitende Veranlagung in Staatsanleihen zu, und dadurch stieg
der Bedarf an weiteren Ratings f�r Staatsschulden. Ein immer gr��erer Kreis von
L�ndern wird seither bewertet.
Die Schl�sselgr��e f�r
Ratingagenturen ist der Eintritt einer Insolvenz. Die Insolvenz eines Staates wird
von allen drei Agenturen gleich definiert (Bhatia,
2002):
�
Ausbleiben
der fristgerechten Zahlung von Zinsen oder Tilgungen f�r einen Schuldtitel � die Frist bezieht sich dabei entweder auf den F�lligkeitstermin
des Schuldtitels oder eine angemessene Nachfrist;
�
Umschuldung,
Tausch oder Umstrukturierung eines Schuldtitels � die
Ratingagentur liefert eine Einsch�tzung, ob diese Aktion zwangsweise oder freiwillig
stattfand.
Die Bewertung eines Zahlungsausfalls
f�r Staatsanleihen h�ngt nicht nur von objektiven juristischen Schritten, sondern
auch von der subjektiven Einsch�tzung der Ratingagentur ab.
Diese auf der individuellen
Einsch�tzung durch die Ratingagentur aufbauende Definition einer Insolvenz ber�cksichtigt
absichtlich keine rechtlichen Instrumente oder Verfahrensschritte eines Insolvenzverfahrens,
weil so auch versteckte Insolvenzen von den Ratingagenturen als solche eingesch�tzt
werden k�nnen. Diese breite Definition einer Insolvenz ist gemeinsam mit ausstehenden
Anleiheabsicherungen (Credit Default Swaps) f�r die besondere Konstruktion des derzeit
vorgeschlagenen freiwilligen Schuldenschnitts griechischer Staatsanleihen verantwortlich.
Eine Insolvenz wird in den Ratings als abgeschlossen eingesch�tzt, wenn ein neuer
Schuldtitel emittiert wird oder eine entsprechende Ab�nderung bestehender Schuldtitel
in Abstimmung mit den Gl�ubigern in Kraft tritt.
Ratingfehler entstehen nicht
nur durch eine ungenaue Messung der aktuellen Wirtschaftslage und durch Prognosefehler.
Sie beruhen auch auf einer subjektiven Einsch�tzung der politischen Zukunft eines
Staates.
Ratings beziehen sich immer
auf die Zukunft, d. h. auf einen Zeitraum von drei bis f�nf Jahren. F�r diesen Zeitraum
soll das Rating den Willen und die F�higkeit des Staates zur R�ckzahlung von Schulden
prognostizieren. Wegen des Zukunftsbezuges ergeben sich zwangsl�ufig Fehleinsch�tzungen,
die �ber die Prognosefehler der Wirtschaftsforschungsinstitute f�r die k�nftige
Wirtschaftsentwicklung (Baumgartner, 2002)
hinausgehen, weil die Erwartungen der Ratingagenturen sowohl die k�nftige wirtschaftliche
als auch die politische Entwicklung eines Landes betreffen. Die Einsch�tzung von
Ratingagenturen beruht daher auf messbaren Zahlen, Prognosen und auf dem subjektiven
Eindruck �ber die politische Zukunft des Emissionslandes. Dieser hybride Ansatz
f�hrte zur Entwicklung eines strukturierten Prozesses f�r die Erstellung eines L�nderratings.
In einem Rating-Komitee wird ein breiter Bereich von Kriterien[a]) diskutiert und letztlich �ber das zu ver�ffentlichende
Rating abgestimmt. Ratings beruhen daher nicht auf der Einsch�tzung eines L�nderanalysten,
sondern auf der Einsch�tzung mehrerer Personen. Sie werden auch immer in Bezug auf
Referenzl�nder getroffen. Bhatia (2002)
beschreibt die Rolle der L�nderexperten, die Besetzung der Rating-Komitees und die
einzelnen Kriterien f�r Ratings im Detail.
Die Qualit�t der Ratings von
Staaten ist statistisch schwierig zu beurteilen, weil es unter den gerateten L�ndern
bisher nur wenige Insolvenzen gab. Verz�gerte Ratinganpassungen und Herdenverhalten
werden jedoch in einigen Untersuchungen erw�hnt.
Die Qualit�t der Ratings
von Staaten ist derzeit statistisch noch schwierig zu beurteilen, weil im Gegensatz
zu Unternehmensratings nur wenige Insolvenzen international begebener Staatsanleihen
zu verzeichnen waren. Die nicht vorhergesehene Umschuldung Mexikos 1994/95 und die
Asienkrise 1997/98 boten Anlass f�r Kritik an sp�ten Herabstufungen (Reisen � von Maltzan, 1998, Ferri
� Liu � Stiglitz, 1999). In der j�ngeren Vergangenheit waren die
Ukraine (1998), Pakistan und Ecuador (1999), Argentinien (2001) sowie Moldawien
(2002) von einer Insolvenz betroffen. Bis auf die Ukraine lag f�r alle betroffenen
L�nder f�r mindestens 12 Monate vor der Insolvenz ein Rating vor. Alle L�nder wurden
mit "speculative grade" eingesch�tzt. 1997/98 bot die Asienkrise eine
M�glichkeit zur Einsch�tzung der Qualit�t aktueller Ratings; Bhatia (2002) und Ferri � Liu � Stiglitz (1999) vermerken hier eine versp�tete und �berschie�ende Abstufung. F�r
Argentinien bzw. Uruguay (2000/2002) wurden die Ratings ebenfalls zu sp�t und �berschie�end
gesenkt. Zum gleichen Schluss kommt Tichy
(2011) aufgrund von Ratings einiger L�nder des Euro-Raumes zwischen 1994 und 2011.
Nach Bhatia (2002) folgen die Ratings
zudem dem Marktkonsens, sodass ein Herdenverhalten vorliegt, d. h. Bewertungen werden
in der Regel von allen Agenturen innerhalb eines kurzen Zeitraumes in dieselbe Richtung
angepasst.
Die m�gliche selbstverst�rkende
Wirkung von Ratinganpassungen ist aus volkswirtschaftlicher Sicht bedenklich, weil
damit ein Teufelskreis in Gang gesetzt werden kann.
Aus volkswirtschaftlicher
Sicht ist die selbstverst�rkende Wirkung einer Herabstufung des Ratings w�hrend
einer Krise bedenklich. Wenn Ratingagenturen ihr Rating im Gefolge der Markteinsch�tzung
�ndern und der Markt wiederum auf die Abstufung des Ratings mit h�heren Zinsforderungen
reagiert, kann ein Teufelskreis in Bewegung gesetzt werden, der sogar in einer Staatsschuldenkrise
m�nden kann (Calvo, 1988). Umgekehrt kann
eine Verbesserung des Ratings bereits euphorische Erwartungen noch weiter steigern
und so Kapitalzufl�sse, einen R�ckgang der Zinss�tze und letztlich einen �berm��igen
Schuldenaufbau des Staates zur Folge haben.
Bhatia (2002) nennt folgende potentielle Ursachen f�r fehlerhafte Ratings:
�
die unter Umst�nden
schlechte Qualit�t der gelieferten volkswirtschaftlichen Daten und deren stark verz�gerte
Ver�ffentlichung,
�
die aus Kostengr�nden
geringen Kapazit�ten der Ratingagenturen zur Durchf�hrung der L�nderanalysen und
�
die aus mehreren
Gr�nden verzerrten Anreize f�r Ratingagenturen.
Tichy (2011) vermerkt zus�tzlich die bekannten Probleme von Wirtschaftsprognosen:
Prognosefehler sind �blicherweise prozyklisch, und Wendepunkte werden selten gut
vorhergesehen.
Verzerrte Anreize entstehen
durch die Art der Bezahlung von Ratings (Stahl
� Strausz, 2010). Das Rating f�r Staatsanleihen wird vom bewerteten Staat in den meisten
F�llen selbst bezahlt, sodass ein Anreiz zur milden Bewertung in ruhigen Perioden
besteht, w�hrend in einer Phase mit negativen Neuigkeiten die Entwicklung umschl�gt.
Da die Gl�ubigerinteressen dann durch Fehlprognosen zu stark gef�hrdet sind, werden
die Ratings herabgestuft. Zus�tzlich besteht zwischen den L�nderratings und den
ertragreicheren Unternehmensbewertungen ein positiver Zusammenhang, weil Unternehmensbewertungen
in der Regel durch das Rating des betreffenden Staates nach oben begrenzt sind.
Andere Anreizprobleme entstehen durch ein potentielles Naheverh�ltnis zwischen Vertretern
bewerteter Staaten und den L�nderexperten der Ratingagenturen oder durch die �berschneidungen
der Beratungst�tigkeit von Agenturen mit der Ratingerstellung.
Empirische Untersuchungen
�ber die Ursachen von Zinsabst�nden
Ob die Marktentwicklungen
oder Ratings urs�chlich f�r Anpassungen des Zinsabstandes sind, ist empirisch schwierig
zu unterscheiden, weil in der Regel sowohl die makro�konomischen Fundamentaldaten
als auch fiskalpolitische Eingriffe gleichzeitig mit �nderungen des Zinsdifferentials
und der Ratings auftreten und einander beeinflussen.
Ein positiver Zusammenhang
zwischen dem Staatsdefizit bzw. den Staatsschulden und dem Zinsdifferential zu einer
sicheren Veranlagung ist in Untersuchungen f�r die USA belegt. Internationale Kapitaltransaktionen
k�nnen jedoch das Zinsdifferential von der heimischen Fiskalpolitik entkoppeln.
Goldstein � Woglom (1992) und Poterba
� Rueben (1999) weisen anhand von Daten der Bundesstaaten der USA einen positiven
Zusammenhang zwischen dem Schuldenstand einzelner Bundesstaaten und deren Zinsdifferential
zu Anleihen anderer Bundesstaaten nach und best�tigen so die Hypothese der Marktdisziplinierung.
Bayoumi � Goldstein � Woglom
(1995) finden � ebenfalls f�r Bundesstaaten
der USA � einen nicht-linearen Zusammenhang zwischen dem
Schuldenstand und dem Zinsdifferential. Untersuchungen f�r die Bundesstaaten der
USA haben den Vorteil, dass sie einen einheitlichen W�hrungsraum betreffen und daher
im Zinssatz keine Wechselkursrisiken enthalten sind. Untersuchungen �ber den Zusammenhang
zwischen fiskalpolitischen Faktoren und den Zinss�tzen aus langfristigen Anleihetermingesch�ften
f�r die USA (Laubach, 2009) bzw. �ber
Zinsdifferentiale europ�ischer L�nder (Aizenman
� Hutchison � Jinjarak, 2011, Bernoth
� von Hagen � Schuknecht, 2004, Bernoth
� Wolff, 2008, Codogno � Favero � Missale, 2003, Faini,
2006, Hallerberg � Wolff, 2006, Heppke-Falk � H�fner, 2004, Manganelli � Wolswijk, 2009), der OECD-L�nder (Alesina et
al., 1992) oder der Schwellenl�nder (Baldacci
� Gupta � Mati, 2008) leiden unter dieser zus�tzlichen Schwankungsquelle.
Das mittlerweile hohe Ausma� internationaler Kapitaltransaktionen beeinflusst das
Kapitalangebot auf dem jeweiligen lokalen Anleihemarkt auch unabh�ngig von der Entwicklung
des nationalen Defizits.
Dementsprechend sind die
Ergebnisse dieser Studien weniger eindeutig; sie zeigen aber mehrheitlich einen
signifikanten Zusammenhang zwischen einem hohen realisierten oder prognostizierten
Defizit der �ffentlichen Haushalte bzw. einer hohen Staatsverschuldung und dem Zinsabstand
gegen�ber einer sicheren Veranlagung in einem Referenzland. Hohe Zinsaufschl�ge
erscheinen daher zumindest teilweise durch die zugrundeliegende Situation der �ffentlichen
Haushalte bestimmt und sind ein Signal f�r �berm��ige Defizite.
Gemeinsam mit den Fundamentaldaten
entwickeln sich in Krisenzeiten oft die Erwartungen der Marktteilnehmer �ber die
Risikopr�mie �sprunghaft
(vgl. Kasten). Durch den Herdeneffekt und die �bertragung einer negativen Stimmung
auf �hnliche M�rkte kann sich die Einsch�tzung der Marktteilnehmer schlie�lich von
den Fundamentalwerten l�sen; dies f�hrt zu �berschie�enden Zinsabst�nden. Besonders
wichtig ist dieser Kanal f�r Schwellenl�nder mit gro�er Nachfrage nach Kapitalimporten,
weil im Gefolge einer Krise die Risikobereitschaft der Anleger stark sinkt und die
Investitionsstr�me in sichere Anlageformen zur�ckflie�en (Eichengreen � Modhy, 1998).
�hnlich wie Zinsdifferentiale
werden auch Ratings von makro�konomischen und fiskalpolitischen Faktoren bestimmt;
das geht schon aus dem Kriterienkatalog der Ratingagenturen hervor. Erstmals wurde
dieser Zusammenhang von Cantor � Packer (1996) untersucht. Anhand eines L�nderquerschnitts erkl�ren sie das durchschnittliche
Rating der zwei gro�en Ratingagenturen (Moody's, Standard & Poor's) zu 90% durch
acht makro�konomische Variable. Eine der wichtigsten erkl�renden Variablen ist das
Pro-Kopf-Einkommen. Allerdings werden im untersuchten Querschnitt Industrie- mit
Schwellenl�ndern gemischt, sodass ein Gro�teil des Erkl�rungswertes durch deren
unterschiedliches Rating entsteht. Nach Cantor
� Packer (1996) w�rden beide Agenturen dieselben Kriterien im gleichen Ausma� ber�cksichtigen,
in den Ratings w�ren tats�chlich zus�tzliche Informationen enthalten, die die makro�konomischen
Daten nicht enthalten. Das k�nnten weiche Faktoren wie die Einsch�tzung der politischen
Stabilit�t sein. Eine �nderung des Ratings zieht gem�� Cantor � Packer (1996) eine Anpassung der Markteinsch�tzung �ber
die Risikopr�mie nach sich. Budget- oder Zahlungsbilanzdefizite haben hingegen keine
Wirkung auf das Zinsdifferential.
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Studien �ber den
Einfluss von Marktstimmung und Risikobereitschaft auf internationale Kapitaltransaktionen |
|
Mehrere Untersuchungen besch�ftigten sich in den letzten Jahren mit dem
Zusammenhang zwischen Marktstimmung und internationalen Kapitaltransfers. Powell � Martinez (2008) finden z. B. neben einigen makro�konomischen
Faktoren zur Erkl�rung des Zinsdifferentials von Schwellenl�ndern auch eine Reaktion
der Kapitalstr�me auf das Ausma� der Risikoaversion internationaler Anleger. In
der Periode 2003 bis 2007 stieg die Risikobereitschaft der Anleger markant und
war f�r den Gro�teil des R�ckgangs des Zinsabstandes der Schwellenl�nder bestimmend.
Wie Gonzales-Rozada � Yeyati (2008) zeigen, erkl�rt die Risikobereitschaft internationaler Anleger
in Verbindung mit der internationalen Liquidit�tslage etwa die H�lfte der langfristigen
Schwankungen der Zinsdifferentiale; wenn man l�nderspezifische Elastizit�ten ber�cksichtigt,
betr�gt dieser Anteil sogar 80%. Zinsabst�nde werden demnach eher durch internationale
Kapitalfl�sse als durch die lokale Fiskalpolitik beeinflusst. Attinasi � Checherita � Nickel (2009) schreiben im Durchschnitt 56% des Anstiegs
des Zinsdifferentials einer Verringerung der Risikobereitschaft der Investoren
zu, 21% beruhen auf einer erwarteten Zunahme des Defizits und der Staatsschulden,
14% gehen auf die Abnahme der Liquidit�t zur�ck, und 9% werden durch die Bankenhilfspakete
verursacht. |
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Die Ergebnisse von Ferri � Liu � Stiglitz (1999) und Kaminsky � Schmukler (2002) betonen die Rolle von Rating�nderungen noch st�rker. Beide Arbeiten
sehen einen urs�chlichen Zusammenhang zwischen den Herabstufungen der Ratings von
Staatsanleihen und einer Ausweitung des Zinsabstandes. G�rtner � Griesbach
� Jung (2011) finden mit Granger-Kausalit�tstests eine kausale Wirkungskette von
Rating�nderungen zu Anpassungen des Zinsabstandes. Angesichts der diskreten �nderungen
von Ratings im Zeitverlauf sind die Ergebnisse von G�rtner � Griesbach
� Jung (2011) jedoch mit Vorsicht zu interpretieren. Die Modellierung beider Variablen
in einer Vektorautoregression f�hrt durchwegs zu nicht normalverteilten Sch�tzfehlern
und beeintr�chtigt daher die Qualit�t der Granger-Kausalit�tstests.
Die Ratings sind im Zeitverlauf glatt, und Rating�nderungen erfolgen systematisch verz�gert. Die Asienkrise 1997/98 und die aktuelle Staatsschuldenkrise im Euro-Raum best�tigen diesen Eindruck.
Neben technischen Bedenken
gegen�ber einem kausalen Zusammenhang zwischen Ratings und Zinsabst�nden stehen
auch empirische Ergebnisse dieser Schlussfolgerung entgegen. Nach Reinhart (2002) versagen Ratings systematisch
in der Vorhersage von W�hrungskrisen, weil Herabstufungen und erfolgreiche Prognosen
�ber staatliche Insolvenzen in der Regel erst nach Eintritt der W�hrungskrise erfolgen.
Die Ergebnisse von Mora (2006) deuten
ebenfalls in die Richtung verz�gerter Ratinganpassungen. Mora (2006) sch�tzt ein detailliert spezifiziertes Modell zur Vorhersage
von Rating�nderungen und vergleicht die vorhergesagten mit den tats�chlichen Ratings:
Ratinganpassungen erfolgten w�hrend der Asienkrise 1997/98 langsam, und die Ratings
sind im Zeitverlauf glatt (vgl. Abbildung 2 f�r L�nder an der Peripherie des Euro-Raumes).
Diese beiden Ph�nomene sind mit einer prozyklischen Setzung von Ratings nicht vereinbar.
Dar�ber hinaus lagen die Ratings nach Mora
(2006) vor der Asienkrise �ber den vorhergesagten Werten, w�hrend sie in der Krise
etwa den vorhergesagten Werten entsprachen. Nach der Krise stiegen die Ratings weniger
stark, als die Fundamentalwerte bzw. die Finanzmarktdaten erwarten lie�en. Tichy (2011) schlie�t aus einem Vergleich
der Ratings f�r Peripheriel�nder des Euro-Raumes ebenfalls, dass Ratings den ver�ffentlichten
Zinsdifferentialen und makro�konomischen Daten nachhinken. Reisen � von Maltzan (1998) finden eine gegenseitige Beeinflussung zwischen
dem jeweiligen Zinsabstand zu den USA und dem L�nderrating; gem�� ihren Event-Studien
�ndert sich der Zinsabstand zu den USA bereits im Vorfeld einer Ausblick- oder Rating�nderung.
Gonzales-Rozada � Yeyati (2008) fassen das Muster zwischen Zinsdifferentialen
und Ratings in folgende Hypothese zusammen: Ratings von Schwellenl�ndern reagieren
endogen auf �nderungen des Zinsabstands zu einem risikolosen internationalen Zinssatz;
umgekehrt hat eine Rating�nderung im Durchschnitt keine deutliche Anpassung des
Zinsabstandes zur Folge. Gonzales-Rozada � Yeyati (2008) beweisen diese Hypothese in einem Panel �ber L�nder und Rating�nderungen.
Vor einer Herabstufung steigt der Zinsabstand demnach im Durchschnitt deutlich,
nach der Ratinganpassung �ndert er sich hingegen kaum. Bei einer Verbesserung des
Ratings schrumpft umgekehrt der Zinsabstand bis zum Zeitpunkt der Ratinganpassung
und bleibt danach etwa gleich gro�.
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Abbildung 2: Ratings
f�r L�nder des Euro-Raumes mit hohem Zinsabstand zu deutschen Bundesanleihen |
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Q: Moody's. Ratings umgerechnet in eine Skala
zwischen 1 (niedrige Bonit�t) und 20 (hohe Bonit�t). |
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Rating�nderungen
und Zinsdifferentiale im Euro-Raum
Angesichts der bisher widerspr�chlichen
empirischen Ergebnisse legt das WIFO in der Folge eine eigenst�ndige Untersuchung
des Zusammenhangs zwischen Ratings und dem Zinsabstand zwischen L�ndern des Euro-Raumes
vor. Dazu werden wie in Tichy (2011) die
Ratings f�r Griechenland, Irland, Spanien und Portugal verwendet (Abbildung 2).
F�r Griechenland und Irland liegen seit 1994 Ratings von allen drei Agenturen vor
(Fitch, Moody's, Standard & Poor's). F�r Portugal und Spanien beginnen die Ratings
etwas sp�ter (Ende 1996). In Abbildung 3 sind die Ratings aller drei Agenturen f�r
Griechenland auf einer Skala zwischen 1 und 20 �bersetzt, wobei 1 die niedrigste
und 20 die h�chste Bonit�tsstufe anzeigt. Die Bonit�t Griechenlands wurde zwischen
1995 und 2003 in einigen Schritten hinaufgesetzt und erreichte dann einen H�hepunkt
von 16. Anfang 2009 setzten die Abstufungen Griechenlands ein, 2010 gewannen sie
rasch an Geschwindigkeit.
Der stufenartige Verlauf von
Ratings erschwert die �konometrische Analyse und macht eine Datentransformation
notwendig.
Der stufenartige Verlauf
der Ratings macht eine auf Zeitreihen beruhende �konometrische Analyse unm�glich.
Zum Zeitpunkt einer �nderung des Ratings wird das Modell in der Regel weder Richtung
noch Ausma� der Rating�nderung korrekt vorhersagen. Gro�e Ausrei�er werden daher
die Koeffizienten verzerren, die auf der Annahme einer Normalverteilung beruhenden
Testverfahren sind nicht einsetzbar. Gonzales-Rozada
� Yeyati (2008) ber�cksichtigen diese Datenstruktur und setzen zur Analyse eine Event-Studie
ein, d. h. die Daten werden nach Ereignissen strukturiert und verlieren ihre Zeitdimension.
Die hier vorgestellten Regressionsmodelle
beruhen auf einer Umwandlung der Rating-Zeitreihen in Episoden mit einer Ratinganpassung.
Die erkl�renden Variablen beschreiben immer die Entwicklung in der Periode vor oder
nach einer Ratinganpassung.
F�r die vier L�nder in
Abbildung 2 (Griechenland, Irland, Spanien, Portugal) waren zwischen Dezember 1994
und Juli 2011 insgesamt 94 Rating�nderungen zu verzeichnen. In der folgenden Analyse
wird jede dieser Episoden als eine Beobachtung behandelt. Die erkl�rte Variable
ist das Ausma� der Ratinganpassung im Zeitpunkt t. So hob etwa Standard
& Poor's das Rating f�r Griechenland im Dezember 1999 um 2 Einheiten an (Abbildung
3). Vor der Rating�nderung durch eine Agentur im Zeitpunkt t standen
auf dem Finanzmarkt neue Informationen in Form einer Anpassung des Zinsabstandes
zu Deutschland zur Verf�gung. Die �nderung des Zinsabstandes wird zwischen der letzten
Rating�nderung und dem Monat vor der �nderung des Ratings (t�1) gemessen.
Durch diese zeitliche Strukturierung k�nnen s�mtliche mit Endogenit�t verbundenen
Probleme in der Analyse vermieden werden, weil die Ratinganpassung zum Zeitpunkt
t nach
dem Endpunkt f�r die Berechnung des kumulierten Zinsabstandes seit der letzten Ratinganpassung
erfolgt. Das Modell 5 in �bersicht 1 ber�cksichtigt auch die Einsch�tzung der anderen
zwei Ratingagenturen in der Periode vor der Anpassung des Ratings f�r das betroffene
Land (t�1). Diese Informationen, die Zeitspanne zur letzten
eigenen Rating�nderung und jene zur letzten Rating�nderung einer der anderen Agenturen
bzw. einige Dummyvariable, die das Land und die Ratingagentur kennzeichnen, gehen
in verschiedenen Kombinationen in die Modelle ein.
|
|
|
Abbildung 3: Die Ratings
aller Agenturen f�r Griechenland |
|
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|
Q: Ratingagenturen. Ratings umgerechnet in eine
Skala zwischen 1 (niedrige Bonit�t) und 20 (hohe Bonit�t). |
|
|
In der Stichprobe aus L�ndern
an der Peripherie des Euro-Raumes zeigt sich eine signifikante und �berproportionale
Reaktion von Ratings auf eine Ausweitung des Zinsabstandes zu Deutschland. In Krisenzeiten
werden Ratings signifikant �fter angepasst.
Selbst eine Bereinigung
der Daten um ihre Zeitstruktur beseitigt das Problem der nicht-normalverteilten
Sch�tzfehler in den Regressionen in �bersicht 1 nur unvollst�ndig. Der p-Wert
f�r den Jarque-Bera-Test auf normalverteilte Sch�tzfehler ist f�r die Modelle 1
und 3 sehr klein, sodass die Hypothese normalverteilter Sch�tzfehler abgelehnt werden
muss. Die Modelle 2, 4 und 5 erlauben hingegen korrekte Schlussfolgerungen aus dem
Signifikanzniveau der Koeffizienten (�bersicht 1). Von den L�nderdummies ist Spanien
signifikant negativ, d. h. die Rating�nderungen f�r Spanien fallen im Durchschnitt
deutlich geringer aus als f�r die anderen drei untersuchten L�nder. Das Ausma� der
Rating�nderung ist unabh�ngig von der Agentur, die im Zeitpunkt t eine
Ratinganpassung durchf�hrt, weil beide Agenturdummies nicht signifikant sind. Der
kumulierte Zinsabstand zwischen der letzten Rating�nderung und dem Zeitpunkt t wirkt
sich hingegen signifikant negativ auf das Ausma� der Rating�nderung aus, d. h. wenn
z. B. der Zinsabstand zwischen Griechenland und Deutschland seit der letzten Ratinganpassung
um 1 Prozentpunkt zunahm, wird das Rating im Durchschnitt um 1,3 Prozentpunkte gesenkt.
Je l�nger die letzte Ratinganpassung zur�ckliegt, desto h�her f�llt die Ratinganpassung
aus, d. h. in Krisenzeiten erfolgen Ratinganpassungen in der Regel in rasch aufeinanderfolgenden
kleinen Schritten, in stabilen Zeiten jedoch meistens mit gro�em Zeitabstand und
in gro�en Schritten (Abbildung 2).
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�bersicht 1: Auswirkungen
von �nderungen des Zinsdifferentials zu Deutschland auf Rating�nderungen |
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|
� |
|||||
|
Erkl�rte Variable: Ausma� einer Rating�nderung |
|||||
|
Modell 1 |
Modell 2 |
Modell 3 |
Modell 4 |
Modell 5 |
|
|
� |
|||||
|
Konstante |
�1,36*** |
�1,45 |
�1,60** |
�1,79 |
1,46** |
|
Dummyvariable |
|||||
|
Griechenland |
� |
0,90 |
� |
0,97 |
� |
|
Irland |
� |
�0,12 |
� |
�0,11 |
� |
|
Spanien |
� |
�2,86** |
� |
�2,83** |
� |
|
Standard & Poor's |
� |
� |
0,22 |
0,17 |
� |
|
Moody's |
� |
� |
0,39 |
0,58 |
� |
|
Zinsabstand zu Deutschland |
�1,31*** |
�1,31*** |
�1,30*** |
�1,29*** |
�0,46*** |
|
Eigene Zeitspanne |
0,02** |
0,03*** |
0,02** |
0,03*** |
0,01** |
|
Verh�ltnis zu anderen Ratings |
� |
� |
� |
� |
�2,13*** |
|
Zeitspanne der anderen Ratings |
� |
� |
� |
� |
�0,07 |
|
Interaktion (andere) |
� |
� |
� |
� |
0,08 |
|
� |
|||||
|
Beobachtungen |
94 |
94 |
94 |
94 |
94 |
|
|
0,22 |
0,30 |
0,20 |
0,28 |
0,33 |
|
p-Wert Jarque-Bera-Test |
0,00 |
0,17 |
0,00 |
0,28 |
0,44 |
|
Q: WIFO-Berechnungen. Sch�tzverfahren: OLS. Die
L�nderdummies nehmen den Wert 1 an, wenn die Rating�nderung das Land i betraf.
Die Agenturdummies nehmen den Wert 1 an, wenn das Rating durch die Agentur j ge�ndert
wurde. Zinsabstand zu Deutschland: im Monat vor der Rating�nderung abz�glich Zinsabstand
zum Zeitpunkt der letzten Rating�nderung. Eigene Zeitspanne: Zahl der Monate seit
der letzten Anpassung des Ratings durch die jeweilige Agentur. Verh�ltnis zu anderen
Ratings: Quotient aus eigenem Rating und dem durchschnittlichen Rating der anderen
Agenturen in der Periode vor der Rating�nderung. Zeitspanne der anderen Ratings:
Zahl der Monate zwischen der letzten Anpassung anderer Agenturen und dem Zeitpunkt
der eigenen Rating�nderung. Interaktion (andere Ratings): quadriertes Verh�ltnis
zu den anderen Ratings und Zeitspanne seit der letzten Ratinganpassung durch andere
Agenturen. * . . . signifikant auf einem Niveau von 10%, ** . . . signifikant
auf einem Niveau von 5%, *** . . . signifikant auf einem Niveau von 1%. |
|||||
|
� |
|||||
Tendenziell erfolgen Anpassungen
der Ratings in die Richtung der anderen zwei Ratingagenturen, d. h. bestehende Unterschiede
zwischen der Einsch�tzung durch die Agenturen werden abgebaut. Das ist ein Indiz
f�r Herdenverhalten.
Besonders interessant sind
die Ergebnisse des Modells 5, in das zus�tzlich die Ratings der anderen zwei Agenturen
eingehen: in Form des Verh�ltnisses des eigenen Ratings zum Durchschnitt der anderen
zwei Agenturen im Monat vor der Anpassung (t�1) und in
Form der Zeitspanne zwischen der eigenen Anpassung des Ratings und der zuletzt beobachteten
Anpassung einer der anderen Agenturen. Zus�tzlich wird ein Interaktionsterm zwischen
diesen beiden Faktoren eingef�hrt, der allerdings nicht signifikant von Null verschieden
ist. Das Verh�ltnis zwischen dem eigenen und den anderen Ratings ist signifikant
negativ. Wenn also das eigene Rating �ber dem Durchschnitt der anderen zwei Ratings
liegt, erfolgt tendenziell eine Anpassung nach unten, liegt es dar�ber, dann wird
tendenziell nach oben angepasst.
Das Zinsdifferential zu Deutschland
reagiert auf Ratinganpassungen signifikant. Herabstufungen haben eine Ausweitung
des Zinsabstandes in den ein bis drei Monaten nach einer Rating�nderung um etwa
0,3 Prozentpunkte zur Folge. Abstufungen bringen im Durchschnitt eine Ausweitung
des Zinsabstandes um 0,3 Prozentpunkte mit sich. Dieses Ausma� ist zu klein f�r
einen selbstverst�rkenden Prozess.
Die �bersichten 2 und 3
zeigen die Ergebnisse f�r die umgekehrte Kausalit�t von Rating�nderungen auf den
Zinsabstand, und zwar im ersten Monat (t+1) bzw. drei Monate (t+3) nach
der Ratinganpassung. Diese zeitliche Struktur verhindert eine Endogenit�t im Zusammenhang
zwischen der �nderung des Zinsabstandes und des Ratings. Die Struktur der Modelle
unterscheidet sich von jenen in �bersicht 1, weil sie au�er der Rating�nderung im
Zeitpunkt t und den Dummyvariablen auch die kurzfristige Dynamik
des Zinsabstandes zu Deutschland ber�cksichtigen. F�r alle Modelle in den �bersichten
2 und 3 ist eine Bereinigung um Ausrei�er erforderlich, damit normalverteilte Sch�tzfehler
erzielt werden[b]). Diese Regressionsgleichungen nehmen den Ansatz
von Stock � Watson (1999) zur mehrstufigen Prognose von Inflationsraten
auf und verkn�pfen die �nderung des Zinsabstandes �ber einen und �ber drei Monate
mit der eigenen Dynamik dieser Variablen bis zur Rating�nderung und dem Ausma� der
Ratinganpassung. Im Durchschnitt �ber die 94 Beobachtungen bewirken Ratingerh�hungen
um 1 Punkt einen R�ckgang des Zinsabstandes im Folgemonat um 0,2 Prozentpunkte.
Bis zum dritten Folgemonat nach einer Ratingerh�hung sinkt das Zinsdifferential
um insgesamt 0,5 Prozentpunkte.
|
�bersicht 2: Auswirkungen
von Rating�nderungen auf das Zinsdifferential zu Deutschland einen Monat nach
der Ratinganpassung |
||||
|
� |
||||
|
Erkl�rte Variable: Zinsabstand zu Deutschland einen Monat nach der Rating�nderung |
||||
|
Modell 1 |
Modell 2 |
Modell 3 |
Modell 4 |
|
|
� |
||||
|
Konstante |
0,14** |
0,42*** |
0,08 |
0,41** |
|
Dummyvariable |
||||
|
Griechenland |
� |
�0,31** |
� |
�0,31** |
|
Irland |
� |
�0,27* |
� |
�0,28* |
|
Spanien |
� |
�0,38** |
� |
�0,39** |
|
Standard & Poor's |
� |
� |
0,04 |
�0,02 |
|
Moody's |
� |
� |
0,12 |
0,09 |
|
Positive Ausrei�er |
1,73*** |
1,74*** |
1,70*** |
1,72*** |
|
Negative Ausrei�er |
�2,09*** |
�2,06*** |
�2,16*** |
�2,14*** |
|
Ausma� der Rating�nderung |
�0,22*** |
�0,20*** |
�0,20*** |
�0,19*** |
|
Zinsabstand in der Periode t |
0,17** |
0,16* |
0,18** |
0,18** |
|
Zinsabstand in der Periode t�1 |
�0,27*** |
�0,29*** |
�0,27*** |
�0,29*** |
|
Zinsabstand in der Periode t�2 |
�0,06 |
�0,05 |
�0,04 |
�0,03 |
|
Zinsabstand in der Periode t�3 |
�0,07 |
�0,08 |
�0,07 |
�0,08 |
|
� |
||||
|
Beobachtungen |
94 |
94 |
94 |
94 |
|
|
0,57 |
0,59 |
0,57 |
0,58 |
|
p-Wert Jarque-Bera-Test |
0,53 |
0,75 |
0,52 |
0,73 |
|
Q: WIFO-Berechnungen. Sch�tzverfahren: OLS. Die
L�nderdummies nehmen den Wert 1 an, wenn die Rating�nderung das Land i betraf.
Die Agenturdummies nehmen den Wert 1 an, wenn das Rating durch die Agentur j ge�ndert
wurde. Die Dummies f�r positive und negative Ausrei�er nehmen den Wert 1 an, wenn
der Sch�tzfehler des Modells ungew�hnlich gro� ist (Ausrei�er). Ausma� der Rating�nderung:
Anpassung gegen�ber dem zuvor ver�ffentlichten Rating. Zinsabstand in der Periode
t: Monat
der Rating�nderung, Zinsabstand in der Periode t�1: einen
Monat vor der �nderung, Zinsabstand in der Periode t�2: zwei
Monate vor der �nderung, Zinsabstand in der Periode t�3: drei
Monate vor der �nderung. * . . . signifikant auf einem Niveau von 10%, ** . .
. signifikant auf einem Niveau von 5%, *** . . . signifikant auf einem Niveau
von 1%. |
||||
|
� |
||||
|
� |
||||
|
�bersicht 3: Auswirkungen
von Rating�nderungen auf das Zinsdifferential zu Deutschland drei Monate nach
der Ratinganpassung |
||||
|
� |
||||
|
Erkl�rte Variable: Zinsabstand zu Deutschland drei Monate nach der Rating�nderung |
||||
|
Modell 1 |
Modell 2 |
Modell 3 |
Modell 4 |
|
|
� |
||||
|
Konstante |
0,38** |
0,65 |
0,44 |
0,77 |
|
Dummyvariable |
||||
|
Griechenland |
� |
0,06 |
� |
0,02 |
|
Irland |
� |
�0,54 |
� |
�0,58 |
|
Spanien |
� |
�0,76 |
� |
�0,82 |
|
Standard & Poor's |
� |
� |
�0,12 |
�0,18 |
|
Moody's |
� |
� |
�0,01 |
�0,01 |
|
Positive Ausrei�er |
5,64*** |
5,26*** |
5,61*** |
5,22*** |
|
Negative Ausrei�er |
�4,36*** |
�4,30*** |
�4,42*** |
�4,39*** |
|
Ausma� Rating�nderung |
�0,45*** |
�0,50*** |
�0,44*** |
�0,49*** |
|
Zinsabstand in der Periode t |
0,47* |
0,32 |
0,48* |
0,35 |
|
Zinsabstand in der Periode t�1 |
0,49* |
0,42 |
0,48* |
0,41 |
|
Zinsabstand in der Periode t�2 |
0,47* |
0,46* |
0,48* |
0,47* |
|
Zinsabstand in der Periode t�3 |
�0,05 |
�0,05 |
�0,03 |
�0,02 |
|
� |
||||
|
Beobachtungen |
94 |
94 |
94 |
94 |
|
Bereinigtes |
0,65 |
0,66 |
0,64 |
0,66 |
|
p-Wert Jarque-Bera Test |
0,32 |
0,46 |
0,25 |
0,30 |
|
Q: WIFO-Berechnungen. Sch�tzverfahren: OLS. Die
L�nderdummies nehmen den Wert 1 an, wenn die Rating�nderung das Land i betraf.
Die Agenturdummies nehmen den Wert 1 an, wenn das Rating durch die Agentur j ge�ndert
wurde. Die Dummies f�r positive und negative Ausrei�er nehmen den Wert 1 an, wenn
der Sch�tzfehler des Modells ungew�hnlich gro� ist (Ausrei�er). Ausma� der Rating�nderung;
Anpassung gegen�ber dem zuvor ver�ffentlichten Rating. Zinsabstand in der Periode
t: Quartal
der Rating�nderung, Zinsabstand in der Periode t�1: I. Quartal
vor der �nderung, Zinsabstand in der Periode t�2: II.
Quartal vor der �nderung, Zinsabstand in der Periode t�3: III.
Quartal vor der �nderung. * . . . signifikant auf einem Niveau von 10%, ** . .
. signifikant auf einem Niveau von 5%, *** . . . signifikant auf einem Niveau
von 1%. |
||||
|
|
||||
Zusammenfassung
und Schlussfolgerungen
Vor der Finanzmarktkrise
der Jahre 2008/09 setzten die Ratingagenturen die Ratings komplexer Finanzprodukte
deutlich optimistischer als die zugrundeliegende Ausfallswahrscheinlichkeit. Daf�r
wurden u. a. verzerrte Anreize aus der gleichzeitigen Beratungst�tigkeit und Ratingerstellung
verantwortlich gemacht. Vermutlich war auch die Untersch�tzung von Liquidit�tsengp�ssen
ein Grund f�r die �beraus optimistischen Ratings. Jedenfalls wurde allen Agenturen
vorgeworfen, dass sie ihre Einsch�tzungen zu sp�t anpassten und die Finanzmarktkrise
nicht vorhersagen konnten. Sowohl die USA als auch die EU setzten in der Folge mehrere
Ma�nahmen zur st�rkeren Kontrolle der Ratingagenturen um. Seit Anfang 2011 m�ssen
sich in der EU aktive Ratingagenturen von der European Securities and Markets Authority
(ESMA) zertifizieren lassen und dabei ihre Methoden offenlegen.
In der aktuellen Staatsschuldenkrise
verk�rzten die Ratingagenturen die Zeitspanne zur Anpassung des Ratings von Staatsanleihen
deutlich und legten mehr Wert auf Indikatoren f�r fiskalpolitische Ungleichgewichte.
Nun wird ihnen umgekehrt vorgeworfen, sie w�rden die Ratings f�r Staatsanleihen
ohne ausreichende Evidenz, zu schnell und �berschie�end herabstufen. Dadurch sollen
sie die europ�ische Staatsschuldenkrise nicht nur mit ausgel�st, sondern sie auch
noch angefacht haben. Entsprechend den theoretischen Modellen f�r Volkswirtschaften
innerhalb eines Systems fester Wechselkurse h�tten sie damit eine Zinsspirale ausgel�st,
die die L�nder an der Peripherie des Euro-Raumes an den Rand bzw. in die Insolvenz
trieb. Damit w�ren sie auch f�r die aktuellen Probleme der Europ�ischen Union verantwortlich.
Die bisher vorliegenden
empirischen Untersuchungen �ber den Zusammenhang zwischen Rating�nderungen und der
Anpassung des Zinsabstandes zu Staatsanleihen aus einem sicheren Referenzland belegen
diese Schlussfolgerung nicht eindeutig. Viele Untersuchungen lassen eher auf eine
verz�gerte Anpassung der Ratings an makro�konomische, fiskalische und Zahlungsbilanzdaten
schlie�en. Eine ausl�sende Rolle wird den Ratingagenturen nur in wenigen F�llen
nachgewiesen. Eine Wechselwirkung zwischen Rating�nderungen und der Entwicklung
des Zinsabstandes nach der �nderung des Ratings ist ebenfalls nicht eindeutig nachgewiesen.
Die hier vorgestellten
Ergebnisse f�r vier L�nder an der Peripherie des Euro-Raumes (Griechenland, Irland,
Spanien, Portugal) belegen, dass Rating�nderungen in der Regel nach einer Ver�nderung
des Zinsabstandes und �berproportional erfolgen. Nach einer Rating�nderung folgt
eine weitere Anpassung des Zinsabstandes, die teils durch die Rating�nderung, aber
auch durch die Dynamik auf dem Anleihemarkt getragen ist. Die durch eine Rating�nderung
verursachte Zinsanpassung ist jedoch unterproportional, d. h. in der untersuchten
Stichprobe wirken Rating�nderungen nicht destabilisierend. Aus der zeitlichen Struktur
des hier eingesetzten Modells liegt die Schlussfolgerung nahe, Ratingagenturen w�rden
eher im Sog der Staatsschuldenkrise agieren. Daf�r spricht auch der ausgepr�gte
Herdentrieb unter den Agenturen: Wenn der Abstand des eigenen Ratings zum Durchschnitt
der anderen zwei Agenturen gro� ist, erfolgen Ratinganpassungen tendenziell in Richtung
des Durchschnitts. Eine wohlwollende Interpretation dieses statistisch signifikanten
Ph�nomens w�re die langsame und zeitlich versetzte Aufarbeitung des Datenmaterials
durch die Agenturen. Angesichts der wahrscheinlich geringen Ressourcen in den Ratingagenturen
erscheint auch diese Interpretation plausibel.
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Rating Agencies: Originator, Accelerant or Simply Dragged Into the
Sovereign Debt Crisis? � Summary |
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Rating agencies transform data on the political, economic
and financial situation of a country into a simple signal for investors. In doing
so, they facilitate primarily cross-border investment. Some empirical studies
have pinpointed ratings as a cause for the widening interest gap compared to a
country that offers safe investment opportunities. Other empirical studies, on
the other hand, found a non-linear link between fundamental data on the fiscal
position of a country and its interest rate gap vis-�-vis a country with safe
investment opportunities. The risk that a vicious circle of higher interest rates
and downgrading could be triggered by rating agencies needs close attention during
the current sovereign debt crisis because rating mistakes have occasionally occurred
in the past. Higher interest rates for government bonds act as a signal that market
participants lose faith in a state's ability to continue its debt service duly,
and at the same time they make it more difficult to consolidate the budget because
of the higher expenditure on interest payments. An analysis of rating changes for four countries at the
periphery of the euro area confirms the findings of prior empirical studies. Rating
changes show a significant and disproportionate response to a widening of the
interest gap between peripheral countries and Germany, and downgradings during
the crisis since 2010 occurred significantly more often and were markedly less
steep than in more quiet periods. Moreover, rating agencies are driven by a herd
instinct in that they tend to adjust their own rating towards those of the other
agencies. A widening of the interest gap to Germany by 1 percentage point on average
causes ratings to be lowered by 1.3 percentage points. Conversely, rating adjustments
in turn cause the interest gap to Germany to be widened, where a downgrading by
1 percentage point increases the interest gap by 0.2 to 0.5 percentage points.
These parameters are too small to generate a vicious circle so that rating agencies
cannot be blamed to have a destabilising effect during the current sovereign debt
crisis in the euro area. |
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