Ga direct naar de content

De yieldcurve als conjunctuurindicator

Geplaatst als type:
Gepubliceerd om: september 9 1992

‘onjunctuur

De yieldcurve als
conjunctuurindicator
Het verschil tussen de korte en lange rente blijkt een redelijke voorspel-

ler te zijn van de conjuncturele ontwikkelingen. Voor het voorspellen
van omslagpunten in de conjunctuur, het begin en het einde van een

recessie, blijkt de yieldcurve echter minder geschikt.
De rentestructuur, het verschil tussen de lange en korte rente, is in het
verleden al vaker gebruikt als indicator voor de economische activiteit .
Estrella en Hardouvelis hebben dit
verband voor de Verenigde Staten
onderzocht en kwamen niet alleen
tot de conclusie dat er sprake was
van een significant verband, maar
ook dat de voorspelkracht van de
rentestructuur groter was dan die
van andere conjunctuurvoorspellende indicatoren . Tevens analyseerden Friedman en Kuttner de relatie
tussen de spread en het nationaal inkomen en ook zij vonden een positief verband . In dit artikel zal worden nagegaan in hoeverre in de
twaalf grootste industrielanden (gemeten naar bnp) in de praktijk een
veranderende rentestructuur vooruitliep op de conjunctuurbeweging.
Tevens zullen aan de hand van de
huidige rentestructuur uitspraken
worden gedaan over de groeiverwachtingen voor deze landen. Allereerst zal echter een theoretische achtergrond van de ontwikkeling van de
yieldcurve worden geschetst.

Verklaring yieldcurve
Normaliter zal de kapitaalmarktrente
boven de geldmarktrente liggen, als
gevolg van liquiditeitsvoorkeur en
omdat het risico op langlopend
schuldpapier groter is. Het verschil
tussen de lange en korte rente kan
echter wijzigen. De volgende oorzaken zijn daarvoor onder andere
denkbaar. Allereerst kunnen de inflatoire risico’s in de loop van een expansiefase toenemen. Indien deze
stijging van de inflatie als tijdelijk
kan worden beschouwd zal de inflatievergoeding voor kortlopende
schuldtitels hoger liggen dan voor
langlopende schuldtitels. Daarnaast
kan de yieldcurve worden be’invloed
door het beleid van de monetaire autoriteiten. Op het moment dat de in-

876

flatiedreiging sterker wordt zal het
beleid worden verkrapt. Het zijn dan
met name de korte-rentetarieven die
door de centrale bank omhoog kunnen worden gestuurd. Indien door
een verkrapping de geloofwaardigheid van het anti-inflatiebeleid toeneemt, zal de stijging van de kapitaalmarktrente achterblijven bij die
van de geldmarktrente. Verder bestaat de mogelijkheid dat de kapitaalmarktrente vooruitloopt op een kentering in de conjunctuur. Ten slotte
kan de rentestructuur, via de korte
rente, wijzigen door valutaire spanningen.
In feite geeft het bovenstaande onder andere aan dat de rentestructuur
kan worden beschouwd als een indicator voor (het vertrouwen in) het
gevoerde monetaire beleid 4 . Een steile yieldcurve suggereert dan dat er
sprake is van een relatief ruim monetair beleid, waarbij de inflatoire verwachtingen toenemen. Op het moment dat er verwachtingen bestaan
omtrent een hogere toekomstige inflatie zal er ceteris paribus een hoger
rendement op langlopend papier
worden geeist. De omgekeerde redenering gaat op voor de situatie bij
een omgekeerde yieldcurve (waarbij
de korte rente de lange overtreft).
Dit is dan een teken van een betrekkelijk restrictief monetair beleid.
Daarmee kan vervolgens een verband worden gelegd met de economische activiteit. Een steile yieldcurve (ruim monetair beleid) suggereert
dan dat de toekomstige produktie
zal toenemen. Een inverse yieldcurve (krap monetair beleid) geeft aanleiding te veronderstellen dat de produktie in negatieve zin wordt
aangepast.

Relatie yieldcurve — produktie
Er zal nu worden ingegaan op de empirische relatie tussen de yieldcurve
en de groei van de industriele pro-

duktie. Er is gekozen voor de industriele produktie omdat deze op
maandelijkse basis beschikbaar is en
de minder rentegevoelige overheidsdiensten uitsluit. Vergelijking (1)
geeft de geschatte relatie:
ip (t) = a + p (rl-rk) (t-nl

(1)

ip (t) = groei van de industriele produktie in periode t ten opzichte van
t-12
rl = kapitaalmarktrente
rk = geldmarktrente
n = vertraging in aantal maanden
De optimale vertraging is vastgesteld
bij de hoogste R bij handhaving van
het veronderstelde positieve teken
van de coefficient’.

Uitkomsten
Tabel 1 geeft de resultaten van de regressies. Hierbij valt op dat het veronderstelde positieve verband tussen de nominale ‘spread’ van de
yieldcurve met de daarop volgende
veranderingen in de produktie in
een groot deel van de landen kan
worden gevonden. Voor vier landen
(Italic, Verenigd Koninkrijk, Spanje
en Australie) kan de groei van de
produktie niet worden verklaard
door de termijnstructuur van de rente (getuige de lage R”). De verklaringsgraad van de variantie varieert
bij de overige acht landen met een
sterker verband van 26% (Zwitserlancl) tot 55% (Canada).
Verder is het opvallend dat de vertraging voor de meeste landen rood
een jaar ligt. Bij de acht landen wijken alleen Duitsland en Japan hiervan af. Japan heeft een vertraging
van slechts vijf maanden, terwijl in
Duitsland sprake is van een vertraging van zestien maanden. Er kunnen wellicht verschillende verklaringen worden gegeven voor het
1. OESO, Economic outlook, nr. 44. decemher 1988, biz. 21-23.
2. A. Estrella en G.A. Hardouvelis, The
term structure as a predictor of real eco-

nomic activity. The Journal of Finance,
juni 1991. biz. 555-576.
3. B. Eriedman en K.N. Kuttner. Money,

income, prices and interest rates. The
American Economic Review, juni 1992,
biz. 472-492.
4. Zie hiervoor A. Estrella en G.A. Har-

douvelis. op.cit.. juni 1991. biz. 565-568:
R.D. Laurent, An interest rate-based indicator of monetary policy, Economic Perspectives. Federal Reserve Bank of Chicago, 1988, biz. 3-14.
5. Voor de data is gebruik gemaakt van
gegevens uit Datastream. De beschikbaarheid van djfermateriaal was maatgevend
voor de geschatte periodc1.

uiteenlopen van de duur van de ver-

traging. Het geeft ons echter eerder
aanleiding te veronderstellen dat de
uitkomsten met grote voorzichtigheid moeten worden hetracht. In
figuur 1 (zie volgende pagina) zijn
de ontwikkelingen van de industriele produktie weergegeven, te zamen met de simulatie op basis van

de yieldcurve rekening houdend met

Tabel 1. Resultaten van de regressie

a
Canada

0,49
(1,5)

Japan

2,96

Belgie

(9,9)
1,17

de bij de landen gevonden vertraging. Er is bij de figuren voor de in-

Duitsland

dustriele produktie en de simulatie
gebruik gemaakt van een twaalf-

Ver. Staten

2,08

Nederland

(7,7)
0,73
(2,6)

maands voortschrijdend gemiddelde,
zodat de excessieve korte-termijnbewegingen worden gladgestreken.
Deze confrontatie tussen simulaties
en realisaties lijkt te bevestigen dat
de rentestructuur bruikbaar kan zijn
als indicator voor toekomstige eco-

nomische activiteit.

(4,2)
0,34
(1,2)

Frankrijk

-0,8

(2,3)
1,57
(3,4)
1,75
(5,2)
1,38
(3,3)
0,72
(1,8)
0,9
(0,3)

Zwitserland

Spanje

De simulaties indiceren dat in het ko-

mend jaar in de Verenigde Staten en
Canada een groeiversnelling mag
worden verwacht. In de Europese
landen daarentegen zou sprake zijn
van een terugvallende tot zelfs sterk
negatieve groei (Duitsland en Frankrijk). In Japan waar slechts een halfjaar vooruit voorspeld kan worden,
lijkt de groei op basis van de yieldcurve in het laatste kwartaal van
1992 weer aan te trekken. De richting is duidelijk, in Europa zet de
groeivertraging ook in 1993 door,
terwijl het Angelsaksische blok, exclusief het VK, een periode van sterk

aantrekkende groei tegemoet gaat.
Dit beeld staat met name wat Europa
betreft lijnrecht tegenover de voor-

spellingen van onder meer de
OESO, van een afzwakkende groei

Italic
Australia
Ver. Koninkrijk

0,51

5

0,35

11

0,33

16

0,40

12

0,28

12

0,26

13

0,26

12

0,16
(1,5)

0,08

14

0,74
(4,1)

0,07

11

0,61
(3,1)
0,34

0,05

14

0,03

11

(2,6)

twee kwartalen achtereen weer posi-

Yieldcurve en recessie
Tevens is voor een aantal landen Duitsland, Verenigde Staten, Zwitserland (laagste R ) en Canada (hoogste

voorspellen. De te verklaren variabele is tweewaardig: R = 1 betekent recessie, R = 0 geen recessie. Het be-

Deze opstelling illustreert dat voorspellingen op basis van de yieldcurve in een aantal gevallen een herken-

gin van een recessie wordt in dit
verband gekenmerkt door twee
kwartalen achtereen negatieve groei

Model
1992

OESO
1993

Model
1993

1,6
3,5
1,5

0,9
3,5
-0,1

0,2
5,4
-0,8

2,7
2,4
1,1

-1,7

3,4
3,0

5,7
-0,1

2,9
4,7
2,7
3,2
2,6
2,5
5,8
2,0

2,4

dat de economic in een bepaalde periode zich in een recessie bevindt
standaardnormaal verdeeld verondersteld en afhankelijk van de yieldcurve. De kans dat periode t tot een recessie behoort, wordt nu gegeven

door: pt (R =1) = F(a + (J(rl-rk) It-nl),
waarbij F de standaardnormale verdeling voorstelt.
De log-likelihood luidt als volgt:

£log{F(oc + P(rl-rk)t-n)) +
t-R

t-R

OESO
1992

0,2

tief is.
Voor de analyse is gekozen voor een
probitmodel. Daarbij wordt de kans

+£log{l-F(a+p(rl-rk) t -nl

Tabel 2. Uitkomsten model vergeleken met de OESO-ramingen

-2,7

waarbij t e R een recessiejaar voorstelt.

6. Voor 1992 zijn de ramingen afkomstig

uit de OESO, Economic outlook, december 1991: voor 1993 uit de Outlook van
juni 1992. OESO-cijfers voor 1993 hebben

-0,3
7,3

-0,3

Bron: OESO, Economic outlook, nr. 50, december 1991; en OESO, Economic outlook,
nr. 51, juni 1992.

ESB 9-9-1992

11

met de gangbare prognoses. Met
name de uitkomsten voor Frankrijk
lijken zeer onwaarschijnlijk.

1993- In label 2 worden de ramingen
van de OESO vergeleken met de
voorspellingen van het model .

Zwitserland

0,55

2,64
(16,4)
2,93
(15,2)
1,92
(10,9)
1,28
(10,3)
1,54
(12,1)
1,25
(9,3)
1,68
(8,8)
1,14
(4,7)

van de industriele produktie. Een recessie eindigt wanneer de groei

R ) – onderzocht of de yieldcurve
omslagpunten in de conjunctuur kan

VS

Optimale
vertraging

Gecorri-

baar beeld opleveren, maar tevens
dat zij lang niet altijd overeenkomen

in 1992 en een geleidelijk herstel in

Belgie
Canada
Duitsland
Frankrijk
Japan
Nederland

geerde R2

P

overigens betrekking op het gehele jaar,
terwijl de modeluitkomsten een twaalf-

maands voortschrijdend gemiddelde tot
en met de eerste helft van 1993 weergegeven. Vanwege de korte vertragingsperiode bij Japan is er voor dat land in 1993
geen modeluitkomst.

877

Figuur 1. De groei van de industrials produktie versus de simulatie van bet
model
12

le
12

16

Duitsland

8

8

4

4

0

0

-4

Frankrijk

-4

-8

Yieldcurve en monetair beleid
Niet voor alle landen wordt een
even duidelijk verband tussen yieldcurve en industriele produktie ge-

-8

-12

-12

-16

16
12

76 78 80 82 84 86 88 90 92

Nederland

-16

— Groei geindustr. produktie
simulatie/voorspelling

76 78 80 82 84 86 88 90 92

16

Belgie

12

8

8

4

4

0

de Verenigde Staten moet echter behoedzaam worden geinterpreteerd
daar de huidige recessie niet door
het model voorspeld is.

0

vonden. Het is daarom van belang
om de in de inleiding veronderstelde
koppeling van yieldcurve via monetair beleid naar industriele produktie
nog eens tegen het licht te houden.
Voor sommige landen geeft de yieldcurve het (vertrouwen in) het gevoerde monetaire beleid minder
goed weer. Zonder verder in detail

in te gaan op de specifieke omstandigheden van deze landen, wordt

-4

-4

het geringe verklaringsvermogen mo-

-8

-8

-12
_1«

-12

gelijk mede veroorzaakt door de beperkte effectiviteit van het monetaire
beleid of het gedurende een bepaal-

76 78 80 82 84 86 88 90 92
16

Ver. Staten

-16

76 78 80 82 84 86 88 90 92

16

de periode inconsistent uitvoeren

van het monetaire beleid. De resultaten worden namelijk sterk be’invloed
wanneer voor een korte periode een

Japan

12

12

8

8

4

4

kan plaatsvinden omdat de doelvariabelen bij de te voeren beleidslijn
een slechte indicator vormen voor

0

0

-4

-4

-8

afwijkend beleid wordt gevoerd. Dit

-8

-12

-12

-16

-16

76 78 80 82 84 86 88 90 92

76 78 80 82 84 86 88 90 92

de monetaire gang van zaken (zoals
in het VK in de tweede helft van de
jaren tachtig). Tevens kunnen de instrumenten van het monetaire beleid
niet toereikend zijn om de gewenste
interne doelstellingen te bereiken,

16

Canada

12
8
4
0
-4
-8
-12
-16

76 78 80 82 84 86 88 90 92

10
6
4
2
0
-2
-4
-6
-8
-10

zeker als een wisselkoersdoelstelling

Zwitserland

8

het gebruik van de rente voor interne doelstellingen bemoeilijkt (Austra-

lie voor ultimo 1983 en het VK in de
jaren tachtig). Evenzeer speelt de
overheidsschuld daarbij een rol. Indien deze schuld voor een belang-

80

82

84

86

88

90

92

rijk deel gefinancierd is met kortlopend papier (zoals in Italic) kan de
relatie tussen de yieldcurve en de industriele produktie worden verstoord. Een restrictief monetair beleid leidt dan immers tot een stijging

De geschatte coefficienten van deze
vergelijking staan weergegeven in la-

ger is. Tevens is echter te zien dat

van de rentelasten, waardoor de

de omslagpunten met dit model

overheidsfinancien verder onder

bel 3. De gemiddelde likelihood ligt
tussen 0 en 1 en is een maat voor de

moeilijk vallen te voorspellen. Een
mogelijke oorzaak hiervan is dat
de vertraging waarmee de yieldcurve doorwerkt op de conjuctuur

druk komen. Dit leidt vervolgens via
een grotere financieringsbehoefte
aan de lange kant tot een extra opslag op de kapitaalmarktrente. Dit
kan resulteren in vrijwel identieke
bewegingen van de korte en lange
rentetarieven. In het geval van Italie
fluctueert de rentetermijnstructuur in

verklaringsgraad.
De simulaties/voorspellingen met

het aldus geschatte probitmodel
staan als de doorgetrokken lijn weergegeven in figuur 2. De blokken in
de grafiek (de onderbroken lijn) geven de feitelijk opgetreden recessies
weer.
Uit deze figuren blijkt dat de gesi-

muleerde recessiekans tijdens de
feitelijk opgetreden recessies gemiddeld genomen beduidend ho-

878

niet constant is. Ook zijn er in wer-

kelijkheid recessies geweest die in
het geheel niet door het model zijn
onderkend.
Voorspellingen van het model geven

aan dat in Zwitserland en Duitsland

de beschouwde periode inderdaad

terwijl deze in Canada en de Verenigde Staten juist heel laag is (zie label

minder dan die van de andere hier
opgenomen landen.
Niettemin geven de resultaten van
de regressie-analyse weer dat ook

4). Met name de voorspelling voor

bij mogelijk verstorende invloeden

de recessiekans voorlopig hoog blijft

Figuur 2. Simulatie en voorspelling
van recessies

nenlandse inflatieverwachtingen en

het monetair beleid evenmin altijd
gericht is op de interne doelstelling.
Zo zal er sprake zijn van een international verwevenheid indien het ren-

Kans
Recessie

Duitsland

tebeleid sterk bepaald wordt door
het valutaire beleid (bij voorbeeld
binnen het EMS). Overigens bei’nvloeden bovendien de rentebewegingen tussen landen met vrije wissel-

koersen elkaar. Ook de rentestruc74

76

78

80

82

90

84

92

94

turen in de VS, Duitsland en Japan
kunnen niet autonoom worden bepaald, maar vertonen internationale

samenhang’.

Ver. Staten

Tabel 4. Voorspelde recessiekans, in
procenten

Ultimo ’92 Medio ’93
Duitsland
Ver. Staten
Canada
Zwitserland

53,1
2,2

26,3
73,4

61,9
0,5
16,3
88,0

je en Australie. Zo zal bij voorbeeld
het vaker voorkomen van arbeidsonrust in Italic en Spanje een verklaring kunnen vormen voor incidente-

le schommelingen in de produktie.
Verder moet worden gewezen op

bepaalde landen en het bestaan van

het belang van de overheid in de industriesector. In landen met een relatief grote overheidsbemoeienis kan

onderlinge verschillen tussen landen
kan ook voor een belangrijk deel

gedurende (sub)periodes de rentegevoeligheid voor sectoren verschillen.

worden verklaard door de grote hoeveelheid buiten beschouwing geble-

Conclusies

Andere factoren
Het niet vinden van een verband bij

74

76

78

80

82

84

9O

92

94

ven determinanten. Zonder de pretentie te hebben uitputtend te zijn

Zwitserland

zullen enkele factoren worden opgesomd die een rol spelen: de positie
van de overheidsfinancien, het niveau van de rente, de spaar- en in-

vesteringsquote, het fiscale klimaat,
het saldo op de lopende rekening,
de liquiditeitsquote, het wisselkoers-

beleid en -verwachtingen, de mate

De yieldcurve lijkt een indicatie te
kunnen geven van de toekomstige
ontwikkeling van de industriele produktie, maar is niet zonder meer geschikt als ‘leading indicator’ voor de
toekomstige economische groei. Ten
eerste bleek, met behulp van een
probitmodel, dat de yieldcurve niet
goed in staat is om cle periocles van
recessies te voorspellen. Met name

87

marktontwikkelingen. Zowel de termijnstructuur van de rente als de industriele bedrijvigheid kunnen als

89

91

93

Canada

74

76

78

90

92

94

het statistische verband tussen de
yieldcurve en de industriele produktie niet kan worden ontkend. Dit dus
ondanks het feit dat de rentestructuur in de individuele landen niet al-

tijd volledig afhangt van puur bin-

teiten gebruik gaan maken van de informatie uit de rentestructuur,
hetgeen nu al steeds meer het geval
lijkt . Het geschetste verband gaat er

schokken. Niet alleen kunnen er
hierdoor discrepanties tussen landen

85

de omslagpunten blijken moeilijk

vloed van bovengenoemde determinanten afwijkend reageren op beleidswijzigingen en economische

81

voorspelbaar te zijn. Ten tweede kan
het voorspellende karakter van de
yieldcurve nog verder worden aangetast indien ook de monetaire autori-

gevolg van verschillen tussen de in-

79

van liquiditeit van de markt voor

nationale schuldtitels en arbeids-

77

beleid de rentestructuur weliswaar

bestaan, tevens kunnen de relaties
in afzonderlijke landen in de tijd veranderen als gevolg van een gewijzig-

be’invloedt, maar dat ook andere factoren hierbij een rol spelen. Indien
nu de rentestructuur zelf doelstelling

de uitgangssituatie.

van beleid wordt, dan valt die onafhankelijkheid weg en daarmee wellicht tevens het geschetste verband.

Bovengenoemde factoren kunnen

een verklaring vormen voor het niet
vinden van een positief verband in
Italic, het Verenigd Koninkrijk, Span-

Tabel 3. Geschatte coefficienten

Gemiddelde

a
Duitsland
Ver. Staten

-0,35
(-1,8)
-1,04

(-5,1)
Canada

-0,22
(-1,4)

Zwitserland

-0,03
(-0,1)

P

Likelihood

-0,39
(-3,9)
-0,34
(-3,8)

0,55

H. Rozendaal
M.C. Zewuster
M.F.O. Himmelbauer
De auteurs zijn werkzaam bij het Economisch bureau van de ABN Amro Bank.

0,65

-0,27
(-3,1)
-0,5
(-3,9)

namelijk van uit dat het monetaire

0,68

0,61

7. Zie voor een gedetailleerd verslag on-

der andere A.C.J. Stokman. Rentestructuur in theorie en empiric, Maandschrift
Economic. 1991, biz. 114-129.
8. Zie A. Estrella en G.A. Hardouvelis,

op.cit., juni 1991, biz. 575; en B. Friedman en K.N. Kuttner. op.cit., juni 1992,

biz. 491.

ESB 9-9-1992

879

Auteurs