Analisis de la integración de los mercados hipotecarios mediante técnicas para paneles de datos

REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ISSN: 1576-0162 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS ANALYSIS OF MORTGAGE MARKET INTEGRATION APPLYING PANEL DATA TECHNIQUES Mª. Celia López Penabad Universidad de Santiago de Compostela [email protected] Mª. del Carmen López Andión Universidad de Santiago de Compostela [email protected] José Manuel Maside Sanfiz Universidad de Santiago de Compostela [email protected] Ana Iglesias Casal Universidad de Santiago de Compostela ana.iglesias[email protected] Recibido: julio de 2011; aceptado: septiembre de 2012 RESUMEN En este trabajo se estudia el nivel de integración de los mercados hipotecarios de los estados miembros de la Unión Monetaria entre los años 2003 y 2010, mediante un análisis de cointegración con datos de panel de las series de tipos hipotecarios de cada país en comparación con su media. Se observa que son escasas las relaciones de cointegración, por tanto, en general, no encontramos un nivel de integración significativo en el mercado hipotecario de los países de la Unión Monetaria. Palabras clave: Mercado hipotecario; Unión Monetaria Europea; Integración; Datos de panel; Cointegración. ABSTRACT This paper studies the level of integration within the European Monetary Union mortgage markets between 2003 and 2010, using cointegration analysis with panel data tecniques of national mortgage rates and their average. There are few cointegration relationships, therefore, in general, we found no significant level of integration in the mortgage market in the countries of the monetary union. Keywords: Mortgage Market; European Monetary Union; Integration; Panel Data; Cointegration. Clasificación JEL: G15, F36. REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 1. INTRODUCCIÓN* Según el European Central Bank (2008) un mercado financiero está totalmente integrado cuando todos sus potenciales participantes se ven afectados por un único conjunto de reglas a la hora de comprar o vender instrumentos o servicios en dicho mercado; tienen igualdad de acceso a estos instrumentos o servicios y son tratados de igual forma cuando operan en el mercado. En el mercado hipotecario por ejemplo, la integración se logra cuando no existen fricciones suficientes que generen discriminación entre agentes económicos con respecto al acceso al capital o a la inversión y, en concreto, con respecto a la localización geográfica de los mercados. Esto no significa necesariamente que no exista fricción en el mercado, sino que ésta afecta a todos los usuarios de forma simétrica en las diferentes regiones. En cuanto a la integración de los mercados financieros en la zona euro, tanto la teoría económica como los resultados empíricos (Heinemann y Jopp, 2002, y Low, Sebag-Montefiore y Dübel, 2003) identifican importantes ventajas derivadas de la misma. En general, contribuye a mejorar el funcionamiento de la política monetaria única, favorece la estabilidad financiera y potencia el crecimiento económico (European Central Bank, 2010). Hasta la fecha, algunos segmentos de los mercados financieros de la zona euro, mercados al por mayor como el mercado de bonos o el de divisas, han hecho grandes progresos en términos de integración, mientras que en la banca al por menor los avances han sido más reducidos (Affinito y Farabullini, 2009). A pesar de la introducción del euro y la liberalización y armonización de la regulación de la industria de servicios financieros, como resultado de dos directivas bancarias y del Financial Services Action Plan (European Commission, 1999), la banca al por menor sigue siendo un negocio principalmente doméstico (Aalbers, 2009, y Wagenvoort, Ebner y Morgese Borys, 2011). Aunque los mercados hipotecarios de la Unión Europea representan un elemento importante de la economía de los estados miembros1, por el momento 1 El saldo vivo de deuda hipotecaria sobre el PIB para los países de la Unión Europea (27 países) es de 49,8% (Hypostat, 2008: 59). *Agradecemos a J. Westerlund y a S. Ng el habernos facilitado las rutinas GAUSS y MATLAB de sus tests empleados en este trabajo. 192 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL no han sido objeto de una legislación comunitaria específica2. Si bien se han tomado una serie de medidas, como el European Code of Conduit en 2001, o la creación del Forum Group on Mortgage Credit en 2003, cuya finalidad última es potenciar la integración de los mercados hipotecarios. Asimismo se han publicado diversos informes3 analizando las barreras existentes para la creación de un único mercado hipotecario, o proponiendo recomendaciones y propuestas para su logro, o incluso valorando los potenciales beneficios derivados de una mayor integración hipotecaria; sin embargo varios trabajos, entre otros Low et ál. (2003) y London Economics (2005), señalan que los mercados hipotecarios están escasamente integrados, especialmente con respecto a la disponibilidad de productos y a la actividad financiera transfronteriza. A pesar de la convergencia en precios, las disparidades persisten. El objetivo de este trabajo es determinar el nivel de integración de los mercados hipotecarios de los estados miembros de la Unión Monetaria (UM) entre 2003 y 2010. El trabajo intenta identificar relaciones de integración en los mercados para incrementar la información relativa al proceso de integración y ayudar a optimizar los beneficios derivados del mismo. Esto se lleva a cabo analizando la cointegración mediante datos de panel de las series de tipos hipotecarios tanto en términos nominales como diferenciales para cada país en comparación con la media. El trabajo se estructura de la siguiente forma: la segunda parte revisa la literatura existente sobre integración de los mercados financieros, con especial énfasis en los mercados hipotecarios. La tercera parte describe la base de datos y la metodología utilizadas. La cuarta parte muestra los resultados del análisis de cointegración con datos de panel para los tipos hipotecarios de los mercados de la UM; y, finalmente, en el último apartado, se presentan las principales conclusiones de nuestro estudio. 2. INTEGRACIÓN DEL MERCADO HIPOTECARIO: REVISIÓN DE LA LITERATURA Son numerosos los trabajos dirigidos a analizar el nivel de integración de los mercados financieros, si bien la gran mayoría se concentran en los mercados financieros al por mayor. En general existe un acuerdo generalizado en que los mercados al por mayor están bastante integrados4. Son pocos los trabajos5 que analizan la integración de los mercados al por menor, y menos aún los 2 Recientemente se ha presentado una propuesta de Directiva para armonizar las normas nacionales sobre créditos hipotecarios. 3 En este sentido destacan los siguientes: London Economics (2002 y 2005), European Commission (2005 y 2006) y Commission of the European Communities (2005 y 2007). 4 Véase Schüler y Heinemann (2002) para una revisión completa de los principales trabajos en materia de integración de mercados financieros a nivel mundial. 5 Véase Schüler y Heinemann (2002), Cabral, Dierick y Vesala (2002), Sander y Kleimeier (2001, 2004), Kleimeier y Sander (2000, 2002, 2005), Baele, Ferrando, Hördahl, Krylova y Monnet (2004), Affinito y Farabullini (2009), entre otros. 193 REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS dirigidos a estudiar en concreto los mercados hipotecarios de la UM, quizá por la asunción previa de que son diferentes. La European Mortgage Federation (1996) fue la primera institución que analizó los principales obstáculos a la disponibilidad de servicios transfronterizos y libertad de establecimiento de las instituciones de crédito después de la Segunda Directiva Bancaria. Posteriormente, el estudio se amplió al análisis de las barreras fiscales existentes (European Mortgage Federation, 1998). Más recientemente, en el trabajo de Mercer Oliver Wyman (2007) se identifican las principales barreras a la integración de los mercados hipotecarios, cuyas conclusiones coinciden básicamente con las del Forum Group on Mortgage Credit (2004). Para medir de forma indirecta el nivel de integración de los mercados financieros se pueden utilizar tres tipos de indicadores: basados en cantidades, en precios o en noticias o sucesos6. Los indicadores basados en cantidades miden la actividad transfronteriza, número de fusiones y adquisiciones, y volumen de préstamos y depósitos transfronterizos. Este tipo de análisis se complementa con la aproximación en precios, que se basa en la idea de que en un mercado financiero perfectamente integrado el arbitraje debería asegurar que los precios de activos idénticos negociados en distintos mercados fuesen iguales, es decir que se debería cumplir la Ley del Precio Único. Tanto la aproximación en cantidades como en precios son de difícil aplicación en el mercado hipotecario. Por ejemplo, bajos niveles de préstamos y depósitos transfronterizos se entenderían como un escaso nivel de integración pero podría también ser indicador de que el mercado ha alcanzado la integración plena. Los productos bancarios son bastante diversos, pero aun suponiendo que fuesen homogéneos, los precios podrían diferir cuando hay riesgos asociados diferentes. En un mercado integrado sólo los rendimientos ajustados al riesgo deberían ser iguales. Además, aunque las medidas basadas en precios puedan indicar convergencia, la convergencia de los tipos de interés nominales no debería interpretarse como integración, y menos en mercados como el hipotecario, en donde se mantienen diferencias culturales y riesgos propios y las relaciones cliente/entidad son resultado de estrategias a largo plazo. Algunos trabajos que analizan el nivel de integración de los mercados financieros al por menor basados en precios son Cecchini, Catinat and Jacquenin (1988), Low et ál. (2003), Mercer Oliver Wyman (2007) y Affinito y Farabullini (2009). En general coinciden en señalar la fragmentación de los mercados financieros al por menor, aunque Low et ál. (2003: 35) afirman que el nivel de precios general ajustado por las diferencias entre productos es uniforme entre mercados. A similares resultados llega el estudio de Mercer Oliver Wyman (2007) que afirma que en los últimos años se observa un decremento importante en los márgenes hipotecarios en los distintos países. 6 Véase Schüler and Heinemann (2002) y Kleimeier y Sander (2007) para una completa descripción de las diferentes aproximaciones. 194 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL Las medidas basadas en noticias recogen la idea, inherente al concepto de integración, de que los precios de los activos deberían solo reaccionar ante noticias comunes. Por tanto, una medida alternativa de integración es el porcentaje en el cambio de los precios de los activos explicado por factores comunes. Los tipos de interés al por menor son indicadores útiles de integración ya que pueden reflejar hasta qué punto los precios están movidos por factores regionales o nacionales y hasta qué punto están movidos por factores comunes. Baele et ál. (2004) analizan la integración de los mercados hipotecarios a través de medidas de este tipo y se encontraron con mercados altamente fragmentados. Los precios de los productos financieros en la banca al por menor estarán tanto más alineados cuanto mayor integración exista entre los mercados (Kleimeier y Sander, 2000). Así en mercados integrados, a largo plazo, debería existir una relación entre los diferentes tipos de interés de los distintos países, lo que no quiere decir que los tipos sean iguales y tampoco que los tipos no puedan variar en el corto plazo. El concepto de cointegración es equivalente a la noción estadística de equilibrio estable en el tiempo, por tanto, cuando una relación de este tipo existe entre variables económicas, las variaciones no pueden ser permanentes. Por tanto, las técnicas de cointegración pueden ser utilizadas para valorar el nivel de integración en los mercados financieros al por menor. Algunos trabajos, destacamos los de Centeno y Mello (1999), Kleimeier y Sander (2000, 2002, 2005, 2007), Sander y Kleimeier (2001, 2004), Heinemann y Schüler (2002, 2003), y Schüler y Heinemann (2002) han utilizado técnicas de cointegración en este sentido. Estos trabajos siguen diferentes metodologías y tests para analizar la cointegración, pero sus resultados coinciden, el nivel de integración en los variados mercados financieros al por menor es muy bajo. 3. BASE DE DATOS Y METODOLOGÍA 3.1. DATOS El análisis realizado se centra en los países del Euro, ya que una moneda única es un factor fundamental al tratar la integración financiera. Trabajamos con tipos de interés hipotecarios mensuales tomados de las series de “Retail Interest Rate Statistisc” (N2 series) del Banco Central Europeo7. Estos datos 7 Concretamente la series utilizadas son: Annualized Agreed Rates on loans to households and nonprofit institutions serving households. 195 REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS están disponibles para los siguientes países de la UM: Alemania, Austria, Bélgica, España, Finlandia, Francia, Grecia, Luxemburgo, Holanda, Irlanda, Italia y Portugal, desde Enero de 2003 hasta Diciembre de 2010, con excepción de Luxemburgo que solo ofrece datos desde Diciembre de 2006, razón por la cual no lo consideramos en nuestro estudio. El Gráfico 1 recoge los tipos hipotecarios nominales desde inicios de 2003 hasta finales de 2010. Si tomásemos un periodo más amplio, anterior a 2003, observaríamos que las diferencias entre las series se hacen mínimas desde finales del 2002 debido a la convergencia y al descenso global de los tipos de interés. Desde 2006 hasta mediados del 2008 los tipos hipotecarios aumentaron, llegando a un máximo antes de la caída general consecuencia de la crisis que afecta a la economía en estos momentos. Esta es la evolución general que podríamos matizar si dividimos los países estudiados en dos grupos. Por un lado, Alemania, Bélgica, Francia y Holanda, que muestran una evolución más estable, en general, un descenso más paulatino. Y por otro lado, el resto de países, Austria, Irlanda, Portugal, Italia, España, Finlandia y en menor medida Grecia, que experimentan una importante disminución hasta principios de 2006, seguida de una subida fuerte hasta mediados de 2008 y posterior bajada también más pronunciada. Para analizar la cointegración tanto en términos nominales como diferenciales con respecto a la renta fija8, utilizamos series de tipos de interés de bonos del estado a 10 años tomados del International Financial Statistics en el Banco Central Europeo, para los mismos países y período9. El Gráfico 2 recoge la evolución de los diferenciales de tipos de interés. Como podemos observar en los primeros años se registra una convergencia en las series cada vez más acentuada que, a partir de mediados del 2008, desaparece debido, en gran parte, a la diferente evolución de los tipos de la deuda pública consecuencia de la situación de cada país y de las distintas actuaciones que han tenido que ir desarrollando para hacer frente a la crisis económica y financiera en la que aún hoy estamos inmersos. 8 Los diferenciales o márgenes de tipos de interés con respecto a la renta fija se utilizan ya que ofrecen una mejor comprensión del proceso de integración que las series de tipos de interés al por menor, particularmente en el periodo en el que convergen. Reflejan lo que ocurre en los mercados hipotecarios independientemente de los mercados de renta fija. 9 Somos conscientes de las limitaciones de los bonos públicos a 10 años como tipo de interés de referencia (véase London Economics, 2005: 46) pero esta es una simplificación utilizada en numerosos trabajos relacionados con este tema, entre otros Bondt (2002: 12), Sander y Kleimeier (2004: 464), Kleimeier y Sander (2005: 5) y Baele et ál. (2004: 60-62). 196 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL GRÁFICO 1: TIPOS HIPOTECARIOS NOMINALES 197 REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS GRÁFICO 2: DIFERENCIALES DE TIPOS DE INTERÉS HIPOTECARIOS 204 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL TABLA 2: TESTS DE RAÍCES UNITARIAS. MEDIAS TIPOS HIPOTECARIOS Niveles Primeras diferencias Estadístico P-valor Estadístico P-valor Hadri Z-stat* 8,53011 0,0000 0,74706 0,2275 Heter Cons Z-stat* 8,8781 0,0000 0,73909 0,2299 LLC -1,88725 0,0296 0,59509 0,7241 IPS -0,36706 0,3568 -3,25876 0,0006 Fisher-ADF 16,5534 0,7875 41,4557 0,0073 Choi-ADF -0,18519 0,4265 -3,36708 0,0004 Fisher-PP 6,31903 0,9996 271,024 0,0000 Choi-PP 2,24585 0,9876 -14,3393 0,0000 Nota: El criterio de selección de retardos utilizado es el de Schwarz. Para la selección de la amplitud de banda del estimador de la densidad espectral se emplea el procedimiento propuesto por Newey y West. El estimador consistente del espectro de los residuos en frecuencia cero es el Kernel con ponderaciones de Barlett. Las ecuaciones de los contrastes incluyen término constante. * hipótesis nula: estacionariedad. Estos contrastes no permiten llegar a una conclusión clara acerca del orden de integración de las series del panel de tipos hipotecarios. Los tests LLC, IPS, Fisher-ADF y Choi-ADF indican que las series son integradas de orden 0, I(0), pero en el resto no se rechaza la hipótesis de raíz unitaria. Sin embargo, cuando se trata de las medias todos los contrastes concluyen que las series son integradas de orden 1, I(1), salvo el test LLC. A continuación analizamos el panel de diferenciales. En todos los tests se concluye que las series no son estacionarias. Cuando se aplican a las medias de UM sin el correspondiente país todos los tests indican que dicho panel es I(1) salvo IPS, Fisher-ADF y Choi-ADF. Los resultados se muestran en las Tablas 3 y 4. TABLA 3: TESTS DE RAÍCES UNITARIAS. DIFERENCIALES Niveles Primeras diferencias Estadístico P-valor Estadístico P-valor Hadri Z-stat* 9,619 0,0000 5,4317 0,0000 Heter Cons Z-stat* 5,51233 0,0000 1,9223 0,0273 LLC 4,97376 1,0000 -19,514 0,0000 IPS 2,87628 0,9980 -18,1794 0,0000 Fisher-ADF 20,7409 0,5368 312,617 0,0000 Choi-ADF 2,42908 0,9924 -14,9557 0,0000 Fisher-PP 14,0816 0,8986 361,807 0,0000 Choi-PP 3,31591 0,9995 -17,4151 0,0000 Nota: El criterio de selección de retardos utilizado es el de Schwarz. Para la selección de la amplitud de banda del estimador de la densidad espectral se emplea el procedimiento propuesto por Newey y West. El estimador consistente del espectro de los residuos en frecuencia cero es el Kernel con ponderaciones de Barlett. Las ecuaciones de los contrastes incluyen término constante. * hipótesis nula: estacionariedad. 205 REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS TABLA 4: TESTS DE RAÍCES UNITARIAS. MEDIAS DIFERENCIALES Niveles Primeras diferencias Estadístico P-valor Estadístico P-valor Hadri Z-stat* 11,7098 0,0000 -2,14525 0,9840 Heter Cons Z-stat* 11,686 0,0000 -2,16129 0,9847 LLC 0,31911 0,6252 -23,5306 0,0000 IPS -4,31701 0,0000 -22,8922 0,0000 Fisher-ADF 56,0606 0,0001 388,501 0,0000 Choi-ADF -4,48672 0,0000 -18,1705 0,0000 Fisher-PP 25,4423 0,2764 384,563 0,0000 Choi-PP -1,18041 0,1189 -18,065 0,0000 Nota: El criterio de selección de retardos utilizado es el de Schwarz. Para la selección de la amplitud de banda del estimador de la densidad espectral se emplea el procedimiento propuesto por Newey y West. El estimador consistente del espectro de los residuos en frecuencia cero es el Kernel con ponderaciones de Barlett. Las ecuaciones de los contrastes incluyen término constante. * hipótesis nula: estacionariedad. Los anteriores contrastes suponen independencia entre las unidades de sección cruzada, es decir, entre países y esto puede provocar una tendencia al rechazo de la hipótesis de raíz unitaria, como se ha expuesto anteriormente. Existen motivos para creer que este supuesto no se cumple en las series utilizadas, en el caso de los tipos, debido a las fuertes conexiones entre los mercados financieros de las economías del grupo de países analizados; y en el caso de las medias de tipos del conjunto de la UM sin el correspondiente país, por la propia construcción de las series. Por ello, para contrastar la posible existencia de este problema se utiliza el test CD propuesto por Pesaran (2004), cuya hipótesis nula es la de independencia. La Tabla 5 muestra las conclusiones para este test. En todos los casos se rechaza la hipótesis nula, por lo que todas las series presentan dependencia de sección cruzada, tal y como era de esperar. TABLA 5: TESTS CD DE DEPENDENCIA ENTRE LAS UNIDADES DE SECCIÓN CRUZADA H0: independencia entre las unidades de sección cruzada Tipos hipotecarios Medias tipos hipotecarios CD p-valor CD p-valor p=1 13,49568 0,0000 65,59454 0,0000 p=2 13,96007 0,0000 65,81838 0,0000 p=3 14,61585 0,0000 65,33338 0,0000 p=4 14,22325 0,0000 65,29056 0,0000 Diferenciales Medias diferenciales CD p-valor CD p-valor p=1 44,59312 0,0000 71,67229 0,0000 p=2 44,58221 0,0000 71,67337 0,0000 p=3 45,33239 0,0000 71,67491 0,0000 p=4 44,18033 0,0000 71,50845 0,0000 NOTA: p indica el número de retardos utilizado en las regresiones ADF individuales. El contraste supone normalidad asintótica. 206 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL Los resultados obtenidos al aplicar el test de Ng (2006) confirman igualmente la existencia de correlaciones significativas en nuestros paneles. El menor grado de dependencia obtenido corresponde al panel de tipos hipotecarios. Para éste, se rechaza claramente la hipótesis nula de no correlación para el total de la muestra con un estadístico de razón de varianzas (svr) igual a 4,1 y en el grupo grande, svr=5,3091, pero no se puede rechazar en el grupo pequeño, en el que svr=1,2642. Dado que la proporción de coeficientes que forman este grupo (30,9%) es pequeña comparada con la del grupo grande, esto indica que se puede hablar de correlaciones significativas entre las unidades del panel. El grado de dependencia observado en los restantes paneles es aún mayor. Seguidamente, teniendo en cuenta la relación de dependencia entre las secciones cruzadas, planteamos el test de raíces unitarias CIPS de Pesaran (2007). La tabla 6 ofrece los resultados de los contrastes. Éstos indican que en las series de diferenciales y sus medias no se rechaza la hipótesis de raíz unitaria; sin embargo esta hipótesis se rechaza para el panel de medias de los tipos de la UM, lo que indica que, por lo menos, alguna serie del panel es estacionaria. La conclusión acerca de las series de tipos depende del número de retardos utilizado en las regresiones CADF. TABLA 6: TEST DE RAÍCES UNITARIAS CIPS DE PESARAN Tipos hipotecarios Medias tipos hipotecarios Diferenciales Medias diferenciales p=1 -2,806* -2,819* -0,582 0,389 p=2 -2,57* -2,909* -0,949 -0,109 p=3 -2,372* -2,837* -1,167 -0,236 p=4 -2,395* -2,860* -1,303 -0,333 p=5 -2,367* -2,852* -1,483 -0,694 p=6 -2.307 -2.634* -1.318 -0.828 p=7 -2.035 -2.566* -1.557 -1.305 p=8 -2.008 -2.568* -1.326 -1.170 p=9 -1.903 -2.432* -1.234 -1.195 NOTA: * indica rechazo de la hipótesis nula de raíz unitaria al nivel de significación de 5%. Los valores críticos se toman de la tabla II (b) de Pesaran (2007). Las ecuaciones de los contrastes incluyen término constante. p indica el número de retardos en las regresiones CADF individuales. TABLA 7. TESTS DE RAÍCES UNITARIAS PARA PANELES DE BAI Y NG (2004) r r1ADF c. idiosincrásica ADF factor MQf Tipos hipotecarios 1 1 0.319 -1.398 Medias tipos hipotecarios 4 4 1.104 -31.501 Diferenciales 2 2 5.548* -21.908 Medias diferenciales 5 5 4.255* -25.915 NOTA: r indica el número de factores comunes en cada panel, seleccionado mediante el procedimiento propuesto por Bai y Ng (2002); r1 indica el número de factores no estacionarios; en los tests ADF c.idiosincrásica y ADF factor la hipótesis nula es la de raíz unitaria; en el test MQf, se contrasta como hipótesis nula si el número factores no estacionarios es igual a r1; * indica el rechazo de la hipótesis nula al nivel de significación del 1%. 207 REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS Los resultados de la aplicación de la metodología PANIC de Bai y Ng (2004) (Tabla 7) permiten concluir que los diferentes paneles utilizados en este trabajo no son estacionarios. En el caso de los tipos hipotecarios no se puede rechazar la hipótesis de raíz unitaria ni para la componente idiosincrásica ni para el único factor común estimado. En los restantes paneles existe más de un factor común fuente de no estacionariedad, como indican los resultados del test MQf. La diferencia entre ellos reside en el carácter de la componente idiosincrásica; se rechaza la hipótesis de raíz unitaria para la misma en los paneles relativos a los diferenciales, pero no se puede rechazar en el caso del panel de medias de tipos hipotecarios para el conjunto de la UM sin el correspondiente país. TABLA 8. TESTS DE COINTEGRACION PARA PANELES. TIPOS HIPOTECARIOS Ho. No cointegración Estadístico P-valor Estadístico Ponderado P-valor PEDRONI (1999, 2004) H1: coefs. AR comunes Panel v -1,410540 0,9208 -2,087184 0,9816 Panel rho 1,583455 0,9433 1,915675 0,9723 Panel PP 1,002560 0,8420 1,130738 0,8709 Panel ADF 0,085013 0,5339 0,694858 0,7564 H1: coefs. AR individuales Grupo rho 3,182179 0,9993 Grupo PP 2,080411 0,9813 Grupo ADF 0,944288 0,8275 KAO (1999) ADF -3,579914 0,0002 MADDALA y WU(1999) Fisher/Johansen λ (traza) λ (máx. autoval.) N=1 171,0 0,0000 185,7 0,0000 N=2 135,8 0,0000 151,7 0,0000 N=3 109,2 0,0000 113,5 0,0000 N=4 105,4 0,0000 112,9 0,0000 N=5 97,09 0,0000 103,5 0,0000 Nota: El criterio de selección de retardos utilizado es el de Schwarz. Para la selección de la amplitud de banda del estimador de la densidad espectral se emplea el procedimiento propuesto por Newey y West. El estimador consistente del espectro de los residuos en frecuencia cero es el Kernel con ponderaciones de Barlett. N indica el orden del VAR que sirve como base para el contraste, en primeras diferencias. Por último realizamos los tests de cointegración para paneles (Tabla 8 para tipos y Tabla 9 para diferenciales). Los resultados difieren en función del test aplicado. Para las series de tipos los 11 tests de Pedroni (1999 y 2004) concluyen que no existe cointegración, mientras que el test propuesto por Kao (1999) y los tests de Madala y Wu (1999) muestran el resultado contrario, existencia de cointegración. Este último resultado es robusto al orden del VAR utilizado para el contraste. 208 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL Para los diferenciales (Tabla 9) la situación es la misma para los tests de Pedroni y Kao, sin embargo con el test de Madala y Wu la conclusión depende del orden del VAR utilizado. La mayoría de las opciones mostradas en la tabla 9 conducen a la conclusión de no cointegración. TABLA 9: TESTS DE COINTEGRACION PARA PANELES. DIFERENCIALES Ho: No cointegración Estadístico P-valor Estadístico Ponderado P-valor PEDRONI (1999, 2004) H1: coefs. AR comunes Panel v -0,230311 0,5911 -0,530288 0,7020 Panel rho 2,623374 0,9956 1,914278 0,9722 Panel PP 4,208925 1,0000 2,734801 0,9969 Panel ADF 2,360356 0,9909 1,829146 0,9663 H1: coefs. AR individuales Grupo rho 3,364360 0,9996 Grupo PP 4,433904 1,0000 Grupo ADF 3,230387 0,9994 KAO (1999) ADF 1,900856 0,0287 MADDALA y WU(1999) Fisher/Johansen λ (traza) λ (máx. autoval.) N=1 45,65 0,0022 41,75 0,0067 N=2 22,24 0,4456 22,47 0,4324 N=3 21,53 0,4883 18,75 0,6605 N=4 36,87 0,0244 31,60 0,0845 N=5 27,40 0,1966 29,28 0,1372 Nota: El criterio de selección de retardos utilizado es el de Schwarz. Para la selección de la amplitud de banda del estimador de la densidad espectral se emplea el procedimiento propuesto por Newey y West. El estimador consistente del espectro de los residuos en frecuencia cero es el Kernel con ponderaciones de Barlett. N indica el orden del VAR que sirve como base para el contraste, en primeras diferencias. Los test de cointegración utilizados también suponen la independencia entre las secciones transversales. Cuando no se verifica esta propiedad de independencia existe una tendencia hacia el rechazo de la hipótesis nula de no cointegración (Badillo, Reverte y Rubio, 2010). A pesar de que este no es el caso de nuestro trabajo, en el que mayoritariamente no se rechaza la hipótesis nula de no cointegración, para solventar este tema hemos aplicado el test de Westerlund y Edgerton (2008). Los resultados obtenidos, que aparecen recogidos en la Tabla 10, evidencian la falta de integración en el mercado hipotecario tanto si se consideran tipos como diferenciales. 209 REVISTA DE ECONOMÍA MUNDIAL 32, 2012, 189-213 ANALISIS DE LA INTEGRACIÓN DE LOS MERCADOS HIPOTECARIOS MEDIANTE TÉCNICAS PARA PANELES DE DATOS TABLA 10. TEST DE COINTEGRACIÓN DE WESTERLUND Y EDGERTON (2008). H0: No cointegración Zτ(N) Zφ (N) Estadístico P-valor Estadístico P-valor TIPOS HIPOTECARIOS 2,615 0,996 3,067 0,999 DIFERENCIALES 2,093 0,982 1,676 0,953 Nota: El número máximo de factores comunes permitido es 5. Estos resultados están basados en el supuesto de ausencia de cambio estructural. A las mismas conclusiones se llega relajando este supuesto. 5. CONCLUSIONES Los resultados del análisis de cointegración mediante tests con datos de panel realizado en este trabajo para los tipos hipotecarios, tanto en términos diferenciales como en nominales, no son concluyentes con respecto a la existencia de una relación a largo plazo entre las series de tipos hipotecarios y la media de estos sin el correspondiente país, al menos hasta el año 2010. Los resultados de los diferentes contrastes aplicados no coinciden pero en su mayoría muestran no cointegración, más claramente en diferenciales que en tipos. Parece, por tanto, que en general no hay un nivel de integración significativo en el mercado hipotecario de los países de la Unión Monetaria. En este sentido es posible que las diferentes medidas que la Comisión Europea ha estado llevando a cabo tratando de fomentar una mayor integración en los mercados hipotecarios, todavía no hayan empezado a dar sus frutos. Este tipo de iniciativas, entre otras, que tratan de mejorar la confianza del cliente en los productos y mercados hipotecarios, o que facilitan el acceso de las entidades de crédito a los diferentes mercados de la unión, son medidas que necesitan tiempo para instaurarse en los mercados y para que las series de tipos hipotecarios reflejen una relación de equilibrio a largo plazo o relación de cointegración. La integración en los mercados hipotecarios europeos está lejos de la perfección y puede que nunca sea perfecta. El mercado hipotecario secundario cada vez está más globalizado, mientras que la mayoría de los mercados hipotecarios primarios permanecen con un carácter principalmente doméstico. Estos mercados primarios están dominados por prestamistas hipotecarios nacionales; la armonización normativa no ha conseguido que los mercados funcionen de manera similar, siguen vendiendo en su mayoría mediante sucursales, los prestamistas extranjeros tienen déficit de información, e incluso algunos mercados hipotecarios europeos están saturados. Sin embargo existe un mercado internacional de bonos de titulización hipotecaria altamente transparente y accesible que hace a los mercados hipotecarios indirectamente más globalizados. 210 Mª CELIA LÓPEZ PENABAD, Mª DEL CARMEN LÓPEZ ANDIÓN, JOSÉ MANUEL MASIDE SANFIZ, ANA IGLESIAS CASAL Al valorar el estado de integración del mercado hipotecario se necesita comprender y clarificar hasta qué punto puede llegar la integración y hasta donde debería llegar. Tal ejercicio debería ayudar a encontrar un nuevo equilibrio entre políticas a aplicar e integración, con un énfasis fuerte en crear un mercado hipotecario altamente eficiente. REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS Aalbers, M. B. (2009): “The Globalization and Europeanization of Mortgage Markets”, International Journal of Urban and Regional Research, 33(2), 389–410. Affinito, M., Farabullini, F. (2009): “Does de Law of One Price Hold in Euro-Area Retail Banking? An Empirical Analysis of Interest Rate Differentials across the Monetary Union”, International Journal of Central Banking, marzo, 5-37. Badillo Amador, R., Reverte Maya, C. y Rubio Vera, E. (2010): “Contrastación empírica del Efecto Fisher en la Unión Europea mediante técnicas de cointegración con datos de panel”, Cuadernos de Economía y Dirección de la Empresa, nº 44, septiembre, 101-120. Baele, L., Ferrando, A., Hördahl, P., Krylova, E., Monnet, C. 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