Impact de la crise de la pandémie de coronavirus sur le système financier de la zone euro – ITO – – Journal of Corporate Accounting & Finance – Championnat d’Europe 2020

13

1. INTRODUCTION

Comme l'affirme le Conseil de l'Union européenne, la crise pandémique du coronavirus (COVID-19) (ci-après crise pandémique) constitue un défi sans précédent aux conséquences socio-économiques très graves. L'épidémie de pandémie dans la zone euro a été découverte dans le nord de l'Italie vers la fin du mois de février 2020, d'où elle s'est rapidement propagée à d'autres pays de l'UE. Cet article se concentre sur la tension du système financier causée par l'augmentation de la prime des swaps de défaut de crédit souverains (CDS) de cinq pays de la zone euro (Allemagne, France, Italie, Portugal et Espagne) au début de la crise pandémique.

À l'origine, la CDS a été introduite pour servir d'assurance. Il s'agit d'un accord de swap financier par lequel le vendeur indemnisera l'acheteur en cas d'événement de crédit. Comme mentionné dans Ito (2015), «L'acheteur du CDS effectue une série de paiements au vendeur et, en échange, reçoit une compensation en cas de défaut, après quoi le vendeur reprend possession de l'obligation ou du prêt en défaut.» Lorsque le risque de crédit augmente dans un pays, la prime de CDS augmente. Nous pouvons voir les primes des CDS car elles sont négociées tous les jours sur le marché financier, et il est donc approprié d'utiliser la prime de CDS pour mesurer le stress du système financier.

Alors que la crise pandémique s'approfondissait dans le nord de l'Italie vers la fin du mois de février 2020, la prime de CDS a considérablement augmenté dans des pays comme l'Italie, l'Espagne et le Portugal. Le marché financier s'est montré prudent face à l'augmentation du déficit budgétaire causé par les dépenses massives lors de la crise pandémique. Cet article analyse la mise en commun des CDS souverains dans cinq pays de la zone euro lors du déclenchement de la crise pandémique. La question de recherche est de savoir si le stress dans les systèmes financiers des pays est lié. Si tel est le cas, la crainte sur le marché financier serait que le déficit budgétaire puisse nuire à la stabilité financière dans le reste de la zone euro. Cet article est le premier à analyser le stress dans le système financier de la zone euro pendant la crise pandémique en utilisant les données du marché des CDS, et contribue à la recherche en comparant des échantillons avant et après l'épidémie.

Jusqu'à présent, le nombre de littératures associées dans l'analyse de l'impact du coronavirus sur l'économie et le marché financier est très limité car la première épidémie de pandémie de coronavirus a été confirmée en Chine vers la fin janvier 2020. Corbet, Larkin et Lucey (2020) concluent que «la relation de volatilité entre les principales bourses chinoises et Bitcoin a considérablement évolué pendant cette période de stress financier énorme. Ils fournissent un certain nombre d’observations sur les raisons pour lesquelles cette situation s’est produite. » Siddiquei et Khan (2020) mènent «une analyse approfondie de la manière dont la maladie affecte les transports, l'hôtellerie, les aliments et les boissons et le marché boursier».

Liu, Wang, He et Wang (2020) constatent que «les marchés boursiers chinois et asiatiques avaient considérablement diminué, les rendements anormaux cumulés (RAC) restant négatifs dans toutes les périodes de fenêtre d'événements examinées en utilisant la méthode d'étude des événements pour calculer les rendements anormaux dans les 10 jours de bourse suivant l'épidémie . » Zaremba, Kizys, Aharon et Demir (2020) démontrent que «les interventions non pharmaceutiques augmentent considérablement la volatilité des marchés boursiers. L'effet est indépendant du rôle de la pandémie de coronavirus elle-même et est robuste à de nombreuses considérations. Tokic (2020) concluent que les pandémies COVID-19 sont susceptibles d'accélérer les tendances de déglobalisation et de dédollarisation et de créer une opportunité pour construire une nouvelle tendance de mondialisation plus durable.

Des études récentes analysant les CDS dans la zone euro, comme Alter et Beyer (2014), Beirne et Fratzscher (2014), Giovanni Calice, Chen et Williams (2013), Gorea et Radev (2014), Grammatikos et Vermeulen (2012), Ito (2015), et Kalbaska et Gatkowski (2012) sont cités. Ces études analysent le marché des CDS pendant la période de crise souveraine après 2010. Alter et Beyer (2014) «Quantifier les retombées entre les marchés du crédit souverain et les banques de la zone euro.» "Les retombées sont estimées de manière récursive à partir du modèle VAR (Vector Autoregressive) des variations quotidiennes des spreads de CDS avec des facteurs communs exogènes." Beirne et Fratzscher (2014) analysent «les moteurs du risque souverain pour 31 économies avancées et émergentes pendant la crise de la dette souveraine européenne». Zaremba et coll. (2020) explorent «la rigueur des réponses politiques à la pandémie du nouveau coronavirus dans 67 pays à travers le monde et démontrent que les interventions non pharmaceutiques augmentent considérablement la volatilité des marchés boursiers».

La principale conclusion de Giovanni Calice et al. (2013) est que «pour plusieurs pays, dont la Grèce, l'Irlande et le Portugal, la liquidité du marché des CDS souverains a une influence variable dans le temps sur les écarts de crédit des obligations souveraines». Gorea et Radev (2014) examinent «les déterminants du risque de défaut conjoint des pays de la zone euro entre 2007 et 2011 et récupèrent les probabilités de défaut conjointes des contrats de CDS individuels».

Grammatikos et Vermeulen (2012) montrent que «les financières sont devenues beaucoup plus dépendantes de l'évolution de la différence entre les spreads des CDS grecs et allemands après l'effondrement de Lehman, par rapport à la sous-période antérieure à Lehman. Ito (2015) conclut que «la Grèce a propulsé le marché souverain des CDS des quatre autres pays PIIGS (Portugal, Italie, Irlande, Grèce et Espagne). En revanche, aucune influence sur la Grèce des autres pays du PIIGS n'a été trouvée. De l'analyse empirique, on peut conclure que la contagion financière existait entre les marchés de CDS souverains des pays PIIGS.

Kalbaska et Gatkowski (2012) confirment que «la Grèce et les autres pays du PIIGS (même l'Espagne et l'Italie) avaient une capacité de déclenchement de contagion plus faible que les principaux pays de l'Union européenne (UE). De plus, le Portugal était le pays le plus vulnérable, tandis que le Royaume-Uni était le plus à l'abri des chocs. »

2 DONNÉES

Le marché des CDS n'a de liquidité que pour une maturité de 5 ans. Les données CDS d'une maturité de 5 ans sont utilisées dans cette analyse. La période d'échantillonnage va du 6 décembre 2020 au 5 mai 2020. Cinq pays de l'UE (Allemagne, France, Italie, Portugal et Espagne) sont choisis pour cette étude. Les données quotidiennes sont fournies par Datastream. La prime de CDS, également appelée spread CDS, est cotée par point de base sur le marché. L'ensemble de l'échantillon est divisé en deux au moment de la découverte du déclenchement de la crise pandémique dans le nord de l'Italie. La première période (échantillon A) s'étend du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. La deuxième période (échantillon B) s'étend du 24 février 2020 au 5 mai 2020. La prime de CDS a augmenté dans les cinq comtés, en particulier en Italie , L'Espagne et le Portugal. Le mouvement du CDS est montré dans la pièce 1. Les statistiques descriptives de l'ensemble de données sont présentées dans la pièce jointe 2.

EXPOSITION 1. Prime CDS

Remarques: La source de données est Datastream.

EXPOSITION 2.Statistiques descriptives

Variable Moyenne Dakota du Sud Min Max Médian
Échantillon A
Italie 55,37 6,09 45,98 70,89 55,90
Espagne 17,43 3.21 10,44 19,98 19,34
le Portugal 20,68 2,42 16,33 22,85 22.09
France 6,57 0,35 6,07 7,09 6,58
Allemagne 5,07 0,00 5,07 5,08 5,07
Échantillon B
Italie 115,65 30,17 53.02 169,35 117,59
Espagne 50,67 19,35 12,45 86,72 56,20
le Portugal 56,36 19,75 16,54 87,92 60,28
France 17.04 6,16 5,59 26,14 19,22
Allemagne 10,16 2,69 5,07 13,78 10,99
  • Remarques: L'échantillon A est du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. L'échantillon B est du 24 février 2020 au 5 mai 2020.

3. MÉTHODOLOGIE

3.1 Test de racine unitaire

Comme mentionné dans Ito (2015), «Parce que les analyses empiriques de la période allant du milieu des années 1980 au milieu des années 1990 montrent que les données telles que les taux d'intérêt, les devises et les stocks ne sont pas stationnaires, il est d'abord nécessaire de vérifier si les données utilisées dans cet article contiennent racines unitaires. » Des tests «ADF (Augmented Dickey / Fuller)» et «KPSS (Kwiatowski / Phillips / Schmidt-Shin)» sont réalisés.1 Plus plein (1976) fournit les tableaux pour le test ADF. Tout d'abord, les données d'origine sont vérifiées pour voir si elles contiennent une racine d'unité. Ensuite, les données avec les premières différences sont analysées pour voir si elles ont une racine unitaire afin de confirmer que les données représentent des variables I (1).

3.2 Test de cointégration

Le test de cointégration proposé par Johansen (1988) est appliquée de la manière décrite ci-dessous pour étudier la concordance de la prime de CDS après avoir confirmé que les données sont des variables I (1) non stationnaires. Johansen suggère de commencer une analyse avec k commander le modèle de régression vectorielle automatique (VAR) comme dans l'équation (1).

urn: x-wiley: 10448136: média: jcaf22466: jcaf22466-math-0001(1)

Les CDS des cinq pays sont analysés par le test de cointégration de Johansen. Des tests de valeur propre et de trace maximaux sont effectués pour étudier la relation de cointégration. Lorsqu'une relation de cointégration est trouvée, on peut conclure que les marchés des CDS des cinq pays évoluent dans un équilibre à long terme. En d'autres termes, la tension dans les systèmes financiers des cinq pays est liée.

4 RÉSULTAT

4.1 Test de racine unitaire

Les résultats ne peuvent pas exclure le doute que les données originales ont des racines unitaires, car les résultats des deux tests montrent une non-stationnarité avec quelques exceptions dans le test ADF dans les échantillons A et B. Les résultats sont présentés dans les tableaux 3 et 4.

Ensuite, les tests ADF et KPSS sont effectués pour les données avec une première différence. Les résultats montrent que toutes les données avec une première différence sont stationnaires, à quelques exceptions près dans le test ADF dans les échantillons A et B.Toutefois, il est possible que toutes les variables utilisées pour l'analyse soient des variables I (1) non stationnaires, en tenant compte les résultats des tests ADF et KPSS, et donc une série chronologique non stationnaire peuvent être utilisés. Les résultats sont affichés dans les expositions 5 et 6.

EXPOSITION 3.Test ADF: série originale

Variable Sans tendance Avec tendance
Échantillon A
Italie −1,990 −2,831
Espagne −1,103 −2,719
le Portugal 1,899 −2,045
France −2,234 −2,735
Allemagne −0,145 −3,794 *
Échantillon B
Italie 0,261 −3,354
Espagne 0,162 −2,642
le Portugal 0,215 −4,294 *
France 0,491 −4,462 *
Allemagne 0,674 −3,663 *
  • Remarques: Les valeurs critiques à 5% sont -2,86 (sans tendance) et -3,41 (avec tendance). L'échantillon A est du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. L'échantillon B est du 24 février 2020 au 5 mai 2020. L'astérisque (*) indique une signification au niveau de 5%.

EXPOSITION 4.Test KPSS: série originale

Retard = 0 Retard = 12
Variable η τ η τ η τ η τ
Échantillon A
Italie 4.256 * 0,171 * 0,795 * 0,065
Espagne 3,826 * 1,153 * 0,732 * 0,209 *
le Portugal 3,856 * 1,109 * 0,640 * 0,196 *
France 3,464 * 0,152 * 0,755 * 0,090
Allemagne 0,733 * 0,156 * 0,259 0,059
Échantillon B
Italie 9,320 * 0,310 * 0,410 * 0,075
Espagne 3,321 * 0,519 * 0,616 * 0,128
le Portugal 3,032 * 0,505 * 0,565 * 0,113
France 2,995 * 0,664 * 0,557 * 0,139
Allemagne 2,775 * 0,857 * 0,498 * 0,168 *
  • Remarques: Les valeurs critiques à 5% sont 0,463 (niveau stationnaire), 0,146 (tendance stationnaire). η μ indique le niveau de stationnarité. η τ indique la stationnarité de la tendance. L'échantillon A est du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. L'échantillon B est du 24 février 2020 au 5 mai 2020. L'astérisque (*) indique une signification au niveau de 5%.

EXPOSITION 5.Test ADF: première série différenciée

Variable Sans tendance Avec tendance
Échantillon A
Δ Italie −7,046 * −6,299 *
Δ Espagne −1,426 −1,640
Δ le Portugal −6,397 * −5,978 *
Δ France −19,679 * −27,525 *
Δ Allemagne −2,717 −2,652
Échantillon B
Δ Italie −6,417 * −5,831 *
Δ Espagne −8,018 * −7,377 *
Δ le Portugal −5,184 * −4,821 *
Δ France −6,611 * −6,163 *
Δ Allemagne −6,148 * −6,533 *
  • Remarques: Les valeurs critiques à 5% sont -2,86 (sans tendance) et -3,41 (avec tendance). L'échantillon A est du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. L'échantillon B est du 24 février 2020 au 5 mai 2020. L'astérisque (*) indique une signification au niveau de 5%.

EXPOSITION 6.Test KPSS: première série différenciée

Retard = 3 Retard = 12
Variable η μ η μ η μ η μ
Échantillon A
Δ Italie 0,148 0,065 0,189 0,092
Δ Espagne 0,356 0,061 0,384 0,092
Δ le Portugal 0,273 0,097 0,225 0,098
Δ France 0,085 0,009 0,061 0,069
Δ Allemagne 0,094 0,056 0,116 0,069
Échantillon B
Δ Italie 0,149 0,071 0,123 0,064
Δ Espagne 0,146 0,039 0,166 0,051
Δ le Portugal 0,233 0,079 0,139 0,052
Δ France 0,105 0,057 0,110 0,063
Δ Allemagne 0,178 0,041 0,223 0,065
  • Remarques: Les valeurs critiques à 5% sont 0,463 (niveau stationnaire), 0,146 (tendance stationnaire). η μ indique le niveau de stationnarité. η τ indique la stationnarité de la tendance. L'échantillon A est du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. L'échantillon B est du 24 février 2020 au 5 mai 2020.

4.2 Test de cointégration

Aucune relation de cointégration n'est trouvée dans l'échantillon A par les tests de valeur propre maximale et de trace. Cela signifie que le stress dans le système financier n'était pas lié avant la crise pandémique. D'autre part, deux relations de cointégration sont trouvées dans l'échantillon B par les tests de valeur propre maximale et de trace. Cela signifie que le stress sur le marché financier était lié pendant la crise pandémique. Les résultats sont présentés dans l'exposition 7.

EXPOSITION 7.Test de cointégration Johansen

Alternative Statistiques de test 5% de valeur critique Statistiques de test 5% de valeur critique
Nul Test de valeur propre maximale Test de trace
Échantillon A
r = 0 r = 1 29,368 34,40 70,766 76,07
r ≤ 1 r = 2 17,965 28,14 41 099 53,12
r ≤ 2 r = 3 14,741 22.00 23,473 34,91
r ≤ 3 r = 4 6,554 15,67 8,693 19,96
r ≤ 4 r = 5 2,139 9.24 2,139 9.24
Échantillon B
r = 0 r = 1 34,754 * 34,40 92,084 * 76,07
r ≤ 1 r = 2 29,395 * 28,14 57,330 * 53,12
r ≤ 2 r = 3 14,449 22.00 27,935 34,91
r ≤ 3 r = 4 8,974 15,67 1,349 19,96
r ≤ 4 r = 5 4,513 9.24 4,513 9.24
  • Remarques: Des valeurs critiques sont citées dans Osterwald-Lenum (1992). L'échantillon A est du 6 décembre 2020 au 21 février 2020. L'échantillon B est du 24 février 2020 au 5 mai 2020. L'astérisque (*) indique une signification au niveau de 5%.

5. CONCLUSION

Cet article analyse la mise en commun des CDS souverains dans cinq pays de la zone euro (Allemagne, France, Italie, Portugal et Espagne) pendant la crise pandémique. Le stress dans le système financier n'était pas lié avant la crise pandémique. Les primes des CDS étaient évaluées indépendamment et n'intégraient pas le risque souverain de la zone euro dans son ensemble. Cependant, pendant la crise pandémique, le stress était lié dans les cinq pays. Le marché financier s'est montré prudent face à l'accroissement du déficit budgétaire causé par les dépenses massives lors de la crise pandémique, craignant que le déficit ne provoque une tension accrue dans le système financier de la zone euro dans son ensemble. On peut conclure que les symptômes de la crise financière sont apparus après le début de la pandémie.

Comme Tokic (2020) conclut que «la pandémie COVID-19 accélérera les tendances de déglobalisation et de dédollarisation, produisant un avenir géopolitique et économique très incertain», on s'attend à ce que l'importance de l'euro augmente en tant que monnaie clé mondiale après le dollar américain. Le renforcement de la politique monétaire décidée par la Banque centrale européenne (BCE) le 4 juin 2020 est un signe bienvenu pour la stabilité financière. Mais une politique budgétaire concertée est importante pour stabiliser le système financier. En mai 2020, la Commission européenne, le bras exécutif de l'UE, a suggéré de lever 750 milliards d'euros sur les marchés publics pour investir dans les secteurs et les pays les plus durement touchés. Finalement, des accords ont été conclus sur la façon de distribuer cet argent et sur la façon de superviser son application le 21 juillet 2020. Nous devons vérifier si les contre-mesures prises par la BCE et l'UE contribuent à la stabilité du système financier dans la zone euro.

La période d'échantillonnage de cet article se termine le 5 mai 2020. Une étude plus approfondie pourrait analyser l'impact des contre-mesures des pays de la zone euro sur les tensions financières après le 6 mai 2020.