EXAMENSARBETE GUSTAV KARLSSON. Samhällsvetenskapliga och ekonomiska utbildningar NATIONALEKONOMIPROGRAMMET C-NIVÅ

Transkript

1 2003:068 SHU EXAMENSARBETE Det osäkrade ränteparitetsvillkoret under tid av förändring på finansmarknaderna GUSTAV KARLSSON Samhällsvetenskapliga och ekonomiska utbildningar NATIONALEKONOMIPROGRAMMET C-NIVÅ Institutionen för Industriell ekonomi och samhällsvetenskap Avdelningen för Nationalekonomi Vetenskaplig handledare: Olle Hage 2003:068 SHU ISSN: ISRN: LTU - SHU - EX / SE

2 SAMMANFATTNING Uppsatsen behandlar det osäkrade ränteparitetsvillkoret under en tid då det skett stora förändringar på finansmarknaderna. Hur villkoret uppfylls testas mellan Sverige och Tyskland under en period med regleringar på finansmarknaderna, perioden var 1980:M2-1989:M6 samt en period utan regleringar vilken var 1989:M7-1998:M11. Hypotesen var att det borde finnas större förutsättning för uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret på oreglerade finansmarknader. Resultatet visar dock inte på någon större uppfyllelse under den senare perioden i vilken det inte fanns några regleringar. Två av tre skattade koefficienter har fått det förväntande tecknet och en av dessa var också signifikant på 5 % signifikansnivå, den signifikanta koefficienten erhölls vid den första körningen när det fortfarande förekom regleringar. I

3 ABSTRACT This thesis treats the uncovered interest rate parity condition (UIP) during a time when major changes took place in the financial markets. The conditions fulfilment is tested between Sweden and Germany in two periods of time. One, with regulations on the financial market, 1980:M2-1989:M6 and the other with a complete unregulated financial market, 1989:M7-1998:M11. The hypothesis was that it should be a greater probability of fulfilling the UIP condition in a financial market without regulations. The conclusion was that the hypothesis does not seem to hold. The empirical studies shows even a better fulfilment of the UIP condition in the time period with regulations on the financial markets. Two of three coefficients have the correct sign and one is significant at 5 % level. The significant coefficient was determined in the first period when the financial market still was regulated. II

4 INNEHÅLLSFÖRTECKNING SAMMANFATTNING...I ABSTRACT...II Kapitel 1 -INTRODUKTION Bakgrund och problembeskrivning Syfte Metod Avgränsningar Andra studier McCallum (1994) Svensson & Söderlind (1996) Alexius (1998) Alexius & Sellin (2002) Disposition... 7 Kapitel 2 -TEORETISK REFERENSRAM Ränteparitetsbegreppet Säkrad ränteparitet Osäkrad ränteparitet Rationella förväntningar Statsobligationer Avkastningskurva Duration Växelkurs Regleringars inverkan på ränteparitetsvillkoret Introduktion Historik Ställningstagande III

5 Kapitel 3 -METOD Ursprunglig ränteparitetsmodell Justering för kupongbetalningar Modifierad ränteparitetsmodell Korrigering för autokorrelation Hypotestest Kapitel 4 -EMPIRI Data Reliabilitet och validitet Källmaterial Statsobligationer Durationsberäkningar Avkastningskurvans inverkan Tillvägagångssätt Körning Resultat av körning Analys av körning Körning Resultat av körning Analys av körning Körning Resultat av körning Analys av körning Kapitel 5 -SLUTSATS Slutsats Framtida studier REFERENSLISTA...35 IV

6 BILAGOR...38 BILAGA 1: Resultat från körning BILAGA 2: Resultat från körning BILAGA 3: Resultat från körning V

7 FIGUR- OCH TABELLFÖRTECKNING Figur 1:1 Ränta för svenska och tyska femåriga statsobligationer Figur 1:2 Växelkursutvecklingen Figur 2:1 Positiv avkastningskurva...12 Figur 2:2 Horisontell avkastningskurva...12 Figur 2:3 Negativ avkastningskurva Figur 3:1 Avkastningskurva och duration mellan Sverige och Tyskland...17 Figur 3:2 Interpolerad avkastningskurva...18 Figur 4:1 Skillnaden i växelkurs mellan tidpunkten t och tidpunkten t+d* år...25 Figur 4:2 Skillnaden i växelkurs mellan tidpunkten t och tidpunkten t+d* år...28 Figur 4:3 Skillnaden i växelkurs mellan tidpunkten t och tidpunkten t+d* år...31 Tabell 2:1 Beräkning av duration...13 VI

8 1983:M2 1986:M2 1989:M2 Kapitel 1 INTRODUKTION 1.1 Bakgrund och problembeskrivning Under i princip hela perioden från 1980 till 1999 har de svenska räntorna legat högre än de tyska på motsvarande obligationer. Figur 1.1 visar utvecklingen gällande långa obligationsräntor mellan Sverige och Tyskland under åren Vilka kan orsakerna tänkas vara till att räntedifferensen minskat avsevärt under de sista åren? Ränta [%] :M2 Ränta Tyskland [%] Ränta Sverige [%] 1995:M2 1992:M2 År 1998:M2 Figur 1:1 Ränta för svenska och tyska femåriga statsobligationer Källa: IFS Ett primärt begrepp i sammanhanget är ränteparitet (Gustafson [2000]). Det innebär att avkastningen på en investering skall vara lika stor oberoende i vilket land och till vilken ränta investeringen sker. Om räntan i Sverige är 10 % medan räntan i Tyskland är 5 % förväntas den svenska kronan i framtiden deprecieras med 5 % mot den tyska D-marken för att ränteparitetsvillkoret skall vara uppfyllt och avkastningen till slut ska bli lika stor i de jämförda länderna. 1

9 1980:M2 1983:M2 1986:M2 1989:M2 1992:M2 1995:M2 Skillnad görs på säkrad ränteparitet och osäkrad ränteparitet. I det säkrade ränteparitetsbegreppet används terminskursen för valutan, vilken avspeglar den kurs till vilken valuta kan köpas med leverans om t ex 3 månader samt en jämförande kort ränta. (Gustafson [2002]) Vid osäkrad ränteparitet studeras enbart räntan samt den förväntade växelkursförändringen (Svensson & Söderlind [1996]). Om ränteparitetsvillkoret gäller så bör den svenska växelkursen successivt ha försvagats mot den tyska under den aktuella perioden eftersom den svenska räntan legat klart högre än den tyska. Figur 1.2 visar också att D-marken har gått från att kosta drygt 2 SEK till som mest drygt 5 SEK. Det verkar alltså finnas en korrelation mellan högre ränta och en framtida försvagning av växelkursen. 6 Växelkurs SEK/DEM Växelkurs [SEK/DEM] År 1998:M2 Figur 1:2 Växelkursutvecklingen Källa: IFS Dock pekar de flesta tidigare studier av det osäkrade ränteparitetsvillkoret på att det inte tycks hålla. Majoriteten av studierna har varit inriktade på att enbart följa den korta räntan. De korta räntorna måste sägas kunna vara påverkbara av ekonomisk politik. (McCallum [1994]) 2

10 Endast ett fåtal studier har tidigare behandlat osäkrad ränteparitet med avseende på långa räntor. Resultaten visar på en betydligt bättre uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret då långa räntor ingår istället för korta. En redogörelse över tidigare forskning presenteras i avsnitt 1.5. Sverige hade tidigare regleringar på sin finansmarknad. Dessa rörde områden som räntereglering, lånereglering och valutareglering (Henrekson [1991]). Under 1980-talet började dessa regleringar successivt att avvecklas. Från 1 juli, 1989 kan vi sägas ha haft en helt avreglerad finansmarkand i Sverige. Det var då den sista regleringen, valutaregleringen, avskaffades (Henrekson [1991]). Den tyska finansmarknaden började avregleras under 1970-talet. (Södersten [2000]) Vid reglerade finansmarknader kan staten genom olika instrument försöka kontrollera ränte- och växelkurserna. Detta gör att en exogen faktor träder in som marknadsaktörerna inte har full information om. Vilket i sin tur borde leda till en sämre uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret än om en helt avreglerad finansmarknad existerar. En fördjupad diskussion om detta följer i kapitel 2.5. Det vore intressant att jämföra hur uppfyllelsen var gällande det osäkrade ränteparitetsvillkoret med avseende på långa räntor före och efter Sverige helt avreglerade sin finansmarknad. Min hypotes är: Det bör finnas större sannolikhet för uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret på en finansmarknad utan regleringar eftersom marknadskrafterna kan verka obehindrat. 1.2 Syfte Syftet med uppsatsen är att undersöka hur väl det osäkrade ränteparitetsvillkoret är uppfyllt mellan Sverige och Tyskland före och efter avregleringen på den svenska finansmarknaden. 3

11 1.3 Metod Grundmodellen är densamma som Alexius [1998] använde sig av. Det är egentligen enbart en modifierad variant av den ursprungliga modellen för ränteparitet 1 (Hässel et al [2001]). Genom regressionsanalys där hänsyn också tas till kupongbetalningarna undersöks om växelkursförväntningarna är osystematiska felskattningar av den framtida växelkursen. Om så inte är fallet finns det förutsättning för att det osäkrade ränteparitetsvillkoret kan hålla. Då bör också den skattade betakoefficienten vara β=1. För att studera hur villkoret är uppfyllt dels under olika tidsperioder samt sett till hela den observerade tidsperioden kommer tre regressionskörningar att göras. Dessa är; 1980:M2-1989:M6 1989:M7-1998:M :M2-1998:M11 Resultaten av körningarna ligger sedan till grund för ställningstagandet om hypotesen skall förkastas eller ej. Datamaterialet kommer även att plottas i grafer och analyseras den vägen. 1.4 Avgränsningar Jag har valt att studera månadsdata för den svenska och tyska historiska växelkursen, den femåriga obligationsräntan samt räntan för 90-dagars statsskuldsväxlar i de båda länderna mellan åren 1980:M2-2002:M12. Detta för att få tillräckligt med datamaterial för att kunna studera både hur situationen var innan avregleringen på den svenska finansmarkanden och efter. Endast nominella räntor har studerats. Den svenska finansmarknaden var delvis reglerad fram till 30 juni, 1989 (Henrekson [1991]) varför det är lämpligt med att undersöka växelkursutvecklingen lika lång tid före som efter det datumet. 1 Fullständig modell för ränteparitet presenteras i kapitel 3.1 4

12 Att valet föll på just Sverige och Tyskland beror på att Tyskland är en av våra största handelspartners och att det har funnits en stor handel mellan länderna. (Lundberg [1995]) Ytterligare en avgränsning är antagandet att en konstant riskpremie existerat på de långa statsobligationerna som använts. Riskpremien täcker dels in risken för statsbankrutt, vilken betecknas som liten i både Sverige och Tyskland. Den andra delen i riskpremien inkluderar osäkerhet angående framtida variationer hos valutan (Södersten [2000]). Det antas att denna osäkerhet ser ut på samma sätt rörande Sverige och Tyskland. I modellen för osäkrad ränteparitet ingår den förväntade växelkursförändringen. Dock behandlar uppsatsen endast historiska växelkurser. Detta eftersom det inte är möjligt med de begränsade resurser som funnits till hands att skapa sig en bild av de framtida förväntade växelkursförändringarna. Det som kan inträffa är att de framtida förväntade växelkursförändringarna kan vara korrekta, men att andra faktorer påverkar växelkursen i någon riktning. Något som kan innebära att det osäkrade ränteparitetsvillkoret inte ser ut att vara uppfyllt, trots att så är fallet. Tidigare studier har haft samma problem och slutsatsen från dessa är att resultatet måste betraktas med försiktighet eftersom andra svårobserverade variabler spelar in. En diskussion om framtida möjligheter till att skapa en bättre modell förs i kapitel Andra studier McCallum (1994) McCallum [1994] presenterar i sin artikel argument för att det osäkrade ränteparitetsvillkoret i fortsättningen bör ses som ett viktigare inslag i ekonomisk analys. De empiriska studierna med korta räntor visar dock inte på de önskade resultaten. Resultatet för den skattade betakoefficienten blir β= 3 då den egentligen borde vara 1. Som möjliga förklaringar behandlas dels möjligheten att agenterna har irrationella förväntningar samt att policyfattarnas beslut kan förklara tvära kast i växelkurserna. 5

13 Det finns enligt McCallum skäl att tro att enbart biasen som orsakas av beslutsfattarna är tillräcklig för att förklara varför resultatet inte blev det önskade. Slutligen konstateras att det inte finns skäl som motsäger att det osäkrade ränteparitetsvillkoret verkligen bör hålla, trots att resultatet i studien inte kan bekräfta hållbarheten Svensson & Söderlind (1996) Den bakomliggande teorin om framtida förväntningar på räntan behandlar Svensson & Söderlind [1996] i sin artikel New Techniques to Extract Market Expectations from Financial Instruments. Förutom att ta upp den grundläggande teorin om prissättning på obligationer finns det exempel på hur beräkningarna skall justeras för olika risknivåer. Dessutom behandlas teorin om de olika ränteparitetsvillkoren mer ingående Alexius (1998) Alexius [1998] är en av de få tidigare studier som har behandlat det osäkrade ränteparitetsvillkoret med avseende på långa räntor. Hon studerade hur villkoret var uppfyllt mellan 14 OECD-länder gentemot USA mellan åren Ett flertal olika körningar gjordes med hänsyn till olika sätt att justera för den avkastning som obligationerna ger. Vid studier av korta räntor blir den skattade betakoefficienten klart negativ trots att den för ett uppfyllt osäkrat ränteparitetsvillkor bör vara β= 1. I körningen med långa räntor var alla skattade betakoefficienter positiva och tio av tretton också signifikanta. Detta var dock inte fallet mellan Sverige och USA. Något fortsatt resonemang om varför villkorsuppfyllelsen var så bra för vissa länder, medan den för andra var i det närmaste obefintlig förs inte. 6

14 Slutsatsen var alltså att uppfyllelsen av det osäkrade ränteparitetsvillkoret blev väsentligt mycket bättre då långa räntor används samt att justering för kupongbetalningar genom duration 2 gjordes istället för att justera priset på obligationen Alexius & Sellin (2002) Tidigare studier som fokuserat på det osäkrade ränteparitetsvillkoret med avseende på långa räntor har haft ett antal dataproblem att behandla. Dessa har främst handlat om att justera för de kupongbetalningar som görs. Visserligen finns det metoder för att komma runt detta, men problemet kvarstår eftersom det inte finns någon fullständig information om löptidsstrukturen under en så lång tidsperiod. För att komma runt detta problem studerades istället för investeringar som sträcker sig över en hel löptid enbart korta investeringar med en placeringshorisont på 1-32 veckor i långa obligationspapper i USA och Tyskland under tiden Slutsatsen var att den skattade betakoefficienten blev i det närmaste 1 vid investeringar som varade åtta veckor. Alla testade investeringshoristonter gav en signifikant positiv betakoefficient. 1.6 Disposition Uppsatsen är indelad i fem kapitel. Det första kapitlet innehåller en introduktion till ämnesvalet. Kapitel två behandlar den teoretiska referensram som det fortsatta arbetet bygger på. Kapitel tre handlar om metoden som används vid de ekonometriska körningarna och dess implikationer. Resultatet presenteras i kapitel fyra där skattningarna är föremål för vidare granskning och jämförelse med de önskade resultaten om hypotesen skall förkastas eller ej. Kapitel fem sammanfattar resultatet och kommer med förslag till vidare studier som kan leda till en bättre modell för att komma till rätta med den ursprungliga frågan om det osäkrade ränteparitetsvillkoret kan anses vara uppfyllt. 2 Begreppet duration förklaras mer ingående i kapitel

15 Kapitel 2 TEORETISK REFERENSRAM I kapitel 2 beskrivs den teoretiska referensram som ligger till grund för det fortsatta arbetet. De olika ränteparitetsbegreppen behandlas mer ingående och det görs en genomgång av de faktorer som ingår i den modell vilken kommer att ligga till grund för de ekonometriska körningarna. 2.1 Ränteparitetsbegreppet Med ränteparitet avses att avkastningen på en investering ska vara densamma oberoende av i vilket land investeringen görs. Två olika former av ränteparitet förekommer. Antingen säkrad ränteparitet, på engelska covered interest rate parity (CIP) eller osäkrad ränteparitet, där den engelska beteckningen lyder uncovered interest rate parity (UIP). Det kommande stycket avser att distansera begreppen från varandra. (Burda & Wyplosz [1997]) Säkrad ränteparitet Det säkrade ränteparitetsvillkoret ser ut som följer (Gustafson [2000]); ( + r ) = ( S / F )( 1+ ) 1 (1) SV r DE Där: r SV = svensk ränta r DE = tysk ränta S= avistakursen för svenska kronor i D-mark F= terminskursen för svenska kronor i D-mark Antag att den svenska räntan är 10 % medan den aktuella räntan i Tyskland är 5 %. Den gällande avistakursen är 0,25 D-mark för 1 SEK. Insättning i ekvation (1) och beräkning ger; F= 0,239 8

16 Den aktuella terminskursen är 0,239 D-mark för 1 SEK jämfört med avistakursen som är 0,25. Detta innebär att den svenska kronan förväntas deprecieras mot den tyska D-marken under tiden fram till terminen löser ut. Om inte det säkrade ränteparitetsvillkoret vore uppfyllt skulle det finnas möjlighet att göra riskfria vinster med s.k. räntearbitrage. Empirin visar stöd för att det säkrade ränteparitetsvillkoret håller. De länder som har en högre ränta än Sverige har ett avdrag på sina terminskurser mot den svenska kronan. De differenser som trots allt förekommer är för små för att göra räntearbitrage lönsamt eftersom transaktionskostnader tillkommer. (Gustafson [2000]) Osäkrad ränteparitet Det osäkrade ränteparitetsvillkoret ser ut som följer (Hässel et al [2001]); ( r ) = ( 1+ r )± 1 Förväntad växelkursförändring ± Riskpremie (2) + SV DE Där: r SV = svensk ränta r DE = tysk ränta Antag att den svenska 1-årsräntan är 10 % medan motsvarande ränta i Tyskland är 5 %. Aktörernas växelkursförväntning är att den svenska kronan kommer att försvagas med 2 % mot den tyska D-marken det kommande året. Riskpremien som krävs för placering i kronor antas vara 1 %. Efter justering för risk och förväntad växelkursförändring blir avkastningen i Sverige 10 %, medan den i Tyskland blir 8 % (5+2+1=8). (Hässel et al [2001]) Detta skulle i sin tur leda till att kapital börjar strömma in i Sverige vilket leder till att den svenska räntan sjunker så att relationen blir återställd. Den svenska kronan kommer också att apprecieras. Förtjänsten av att växla till sig kronor minskar då. Den slutliga avkastningen på en placering i bägge länderna blir lika stor. 9

17 Det enda som skiljer ekvation (2) mot ekvation (1) är att terminskursen är utbytt mot den förväntade växelkursförändringen samt tillkomsten av en riskpremie. I det kurssäkrade ränteparitetsvillkoret är utgångspunkten terminskursen som är direkt observerbar. Den framtida växelkursen är oviss varför det inte är självklart att det osäkrade ränteparitetsvillkoret håller. Dessutom skiljer sig varje investerares förväntningar om den framtida växelkursen från varandra. Förutsatt att det osäkrade ränteparitetsvillkoret i ekvation (2) håller skall avkastningen av en investering på två olika marknader vara densamma. (Burda & Wyplosz [1997]) 2.2 Rationella förväntningar Begreppet rationella förväntningar introducerades av John F. Muth 1961, dock var det först i och med Robert Lucas artiklar inom ämnet som genombrottet kom. Detta skedde i början av 1970-talet. Teorin bygger på att agenterna d.v.s. hushållen och företagen i ekonomin lyckas förutsäga framtiden utan systematiska fel. Detta sker trots att de inte har några djupare ekonomiska kunskaper. Om informationen är fri kan det inte vara rationellt om agenterna misslyckas med att använda informationen till att göra rationella val. (Case et al [1999]) Kopplingen till växelkurser kommer i och med att agenterna har olika förväntningar på den framtida växelkursen. För att det osäkrade ränteparitetsvillkoret i ekvation (2) ska gälla förutsätts att agenterna också har rationella förväntningar. Om det istället råder irrationella förväntningar går det inte att förvänta sig att det osäkrade ränteparitetsvillkoret gäller, vilket innebär att den skattade betakoefficienten inte är 1. (Burda & Wyplosz [1997]) 2.3 Statsobligationer En statsobligation är ett skuldebrev som lyder på ett visst nominellt belopp och emitteras av staten. Obligationen ger ett antal kupongbetalningar, vanligen årsvis. Vid lösendatumet betalas även obligationens nominella belopp tillbaka. Det finns ett flertal olika löptider som är aktuella för statsobligationer, från ett år upp till 30 år. (Mayo [2000]) 10

18 En statsobligation kan antas ha samma värde som en portfölj av nollkupongobligationer. I ett sådant fall motsvaras varje kupongbetalning av en nollkupongobligation med samma löptid och lösenbelopp (Svensson [1993]). I Sverige är det riksgäldskontoret som utfärdar statsobligationer. På den tyska marknaden emitteras statsobligationer av centralbanken. (Henrekson [1991]) Priset på en kupongobligation kan beräknas med formeln (Hässel et al [2001]); p = C N r n t + t n t= 1 (1 + rt ) (1 + n ) (3) Där: p= priset på kupongobligationen C= kupongbetalningen r= den aktuella nollkupongräntan då utbetalningarna inträffar n= löptiden uttryckt i år N= storleken på återbetalningen av det investerade beloppet t= de olika tidpunkterna Avkastningskurva Avkastningskurvan beskriver en relation mellan räntebärande papper med samma kreditrisk, men med olika löptider. Den genomsnittliga årsräntan presenteras på y-axeln medan löptiden återfinns på x-axeln. Det finns ett antal teorier som försöker förklara avkastningskurvans utseende. Den mest kända är förväntningshypotesen som utgår från att investeraren inte kräver någon likviditetspremie. Detta innebär att marknadens förväntningar om de framtida räntorna kan avläsas i den aktuella avkastningskurvan. (Hässel et al [2001]) Likviditetspreferensteorin innebär att aktörerna föredrar korta löptider och kräver en likviditetspremie för att placera på längre horisont. Utseendet på avkastningskurvan skulle bli positivt trots att marknaden förväntar sig en oförändrad ränta. 11

19 Detta eftersom obligationer med en längre löptid måste ge en högre ränta för att locka investerare. Då blir det också svårare att skatta de ränteförväntningar som finns på marknaden.(ibid) Slutligen finns marknadssegmenteringsteorin som utgår från att investerare investerar på olika löptider. Försäkringsbolag föredrar längre medan banker önskar relativt korta löptider eftersom deras inlåning i huvudsak är på kort sikt. Här antas att utbudet och efterfrågan bestämmer räntan för en specifik löptid. Slutsatsen blir att avkastningskurvan inte kan användas för att beräkna förväntningar om den framtida ränteutvecklingen.(ibid) Figur 2.1 visar enligt förväntningshypotesen förväntningar om stigande räntor ju längre investeringshorisont som förekommer. Figur 2.2 säger att de förväntade räntorna ligger fast oberoende av investeringshorisont. Figur 2.3 visar på att investerare förväntar en lägre ränta i framtiden. Årsränta Årsränta Årsränta Löptid Löptid Löptid Figur 2:1 Figur 2:2 Figur 2:3 Positiv avkastningskurva Horisontell avkastningskurva Negativ avkastningskurva Källa: Hässel et al, 2001 Källa: Hässel et al, 2001 Källa: Hässel et al, Duration Durationen mäter hur lång tid det tar innan det investerade beloppet återfås. Beroende på om det är nollkupongobligationer som ger all sin avkastning vid löptidens slut eller kupongobligationer som har en kontinuerlig avkastning som betalas ut också under löptiden så varierar också durationen. För en nollkupongare är durationen densamma som den återstående löptiden, medan den för en kupongobligation är kortare än den återstående löptiden. 12

20 Durationen kan beräknas på ett antal olika sätt. Det sätt som används av Hässel et al [2001] är Macaulays metod, den ser ut som följer; Duration = 1 C C C ( C + N) n (4) n P ( 1+ r) ( 1+ r) ( 1+ r) ( 1+ r) Där: N= nominellt belopp P= obligationspris C= kupongbetalning r= marknadsränta I tabell 2.1 beräknas durationen på en obligation som har en återstående löptid på fyra år samt en kupongränta som är 11,0 %. Den aktuella marknadsräntan antas vara 7,2 % och det nominella beloppet är 100 kr. Varje år erhålls alltså kupongbetalningar på 11 kr som antas återinvesteras till den aktuella marknadsräntan. Tabell 2:1 Beräkning av duration TID TILL FÖRFALL (ÅR) NOMINELLT BELOPP (KR) NUVÄRDE (KR) NUVÄRDESVIKT /(1,072) 1 = 10,26 10,26/112,81 = 0, /(1,072) 2 = 9,57 9,57/112,81 = 0, /(1,072) 3 = 8,93 8,93/112,81 = 0, /(1,072) 4 = 84,05 84,05/112,81 = 0,745 Pris = 112,81 = 1,00 Duration= [(1*0,091)+(2*0,085)+(3*0,079)+(4*0,745)]= 3,48 år Källa: Hässel et al [2001, s 386] 2.4 Växelkurs Växelkurserna antas vara kongruenta. Det innebär att det inte är möjligt att göra en vinst genom köp och försäljning av valutor i en följd som slutar med att innehavet är av samma valuta som i inledningen av kedjan (Gustafson [2000]). Om det vore så att växelkursen mellan SEK och DEM var 4 och mellan DEM och USD 2 samt 8 mellan SEK och USD så skulle det inte vara möjligt att göra någon vinst genom att växla dessa i en kedja. 13

21 Om det istället vore så att växelkursen mellan SEK/USD var 7, ceteris paribus skulle det löna sig att genomföra växlingarna. Kurserna är då inte kongruenta. (ibid) Det är den teoretiska möjligheten att det skulle kunna förekomma s.k. kursarbitrage som gör att växelkurserna verkligen måste vara kongruenta. Vid studier av hur väl regeln om kongruens verkligen håller blir slutsatsen att växelkurserna verkligen är kongruenta mot varandra. (ibid) Då det hänvisas till växelkurs i uppsatsen avses med SEK/DEM hur många svenska kronor man får betala för en D-mark. 2.5 Regleringars inverkan på ränteparitetsvillkoret Introduktion När det förekommer regleringar på finansmarknaderna finns det någon extern intressent som står bakom dessa, vanligen staten. Statens syften kan vara många, men ett kan vara att ha kontroll på hur mycket kapital som förs in och ut genom landet. Detta sker för att med penningpolitiska medel på ett mer effektivt sätt kunna styra över faktorer som ränte- och växelkursen. (Nationalencyklopedin [2003]) Historik I kapitel 1.1 nämndes det att Sverige hade regleringar på sin finansmarknad rörande valuta fram till mitten av Denna reglering infördes under andra världskriget. Inom andra områden förekom det också regleringar, tullar var vanligt förekommande för att gynna sitt eget land så mycket som möjligt. Samma argument som används för frihandel kan också användas också mot regleringar på finansmarknaden. I fallet om valutareglering skulle det handla om att den normalt försämrar landets möjlighet att tillvarata resurserna på effektivast möjliga sätt. (ibid) 14

22 2.5.3 Ställningstagande Kopplingen till osäkrad ränteparitet uppkommer i och med möjligheten att vid en reglerad finansmarknad kunna påverka ränte- och valutakurserna i en förutbestämd riktning. Något som inte nödvändigtvis behöver sammanfalla med de aktuella förväntningarna som förekommer på marknaden. Den senaste forskningen tyder på att det osäkrade ränteparitetsvillkoret kan anses som uppfyllt på finansmarknader utan regleringar. En redogörelse över den presenterades i kapitel Vid regleringar tillkommer en exogen faktor som måste anses begränsa marknadskrafternas styrka. En ytterligare osäkerhetsfaktor ökar sannolikheten för att irrationella förväntningar kan förekomma. Sammantaget borde regleringar inverka negativt på uppfyllelsen av det osäkrade ränteparitetsvillkoret. 15

23 Kapitel 3 METOD Kapitel 3 behandlar modellen som de ekonometriska körningarna bygger på och vilka justeringar som gjorts på den. Det hypotestest som kommer att användas presenteras också samt den metod som tillämpats för att korrigera för brister i datamaterialet. 3.1 Ursprunglig ränteparitetsmodell Den ursprungliga ränteparitetsmodell som Alexius [1998] använde sig av då ingen hänsyn tog till kupongbetalningar ser ut som följer; S t+ τ S S t t = α + β ( rt, t+ τ r t, t+ τ ) + ε t (5) Där: S t+ τ = nominell växelkurs vid tidpunkten t+τ i SEK/DEM S t = nominell växelkurs vid tidpunkten t uttryckt i SEK/DEM α = den riskpremie investeraren kräver β = betakoefficienten som bör vara 1 vid uppfyllt villkor r = nominell statsobligationsränta i Sverige r* = nominell statsobligationsränta i Tyskland ε t = felterm Enligt ekvation (5) ska skillnaden mellan den nominella växelkursen vid tidpunkten då obligationen förfaller (S t+ τ ) och den då investeringen görs (S t ) samt skillnaden mellan räntorna i länderna mellan de bägge tidpunkterna vara lika. Det vanligaste sättet att undersöka om osäkrad ränteparitet råder är att testa om α =0 och β =1. Givet att agenterna kräver en konstant riskpremie så är det tillräckligt att pröva om β = 1. (Alexius [1998]) 16

24 Datamaterialet som används i uppsatsen visar på att de aktuella avkastningskurvorna har en positiv lutning. Placerarna kräver alltså en riskpremie för längre investeringar i obligationer. I enlighet med kapitel 1.4 finns avgränsningen att anta denna riskpremie som konstant, vilket också modellen har justerats för genom att enbart testa om β = Justering för kupongbetalningar Alexius [1998] kom fram till att det bästa resultatet nåddes genom att använda durationsdata som påverkar löptiden på obligationen istället för att justera priset på obligationen genom att dra av för kupongbetalningar. I detta fall då priset på obligationerna är okänt är det ett bättre alternativ att använda modellen som ersätter löptiden med duration. Modellen presenterades i sin helhet i kapitel Efter justering för duration förflyttas den aktuella observationen till vänster på avkastningskurvan. Detta leder dock inte till någon dramatiskt förändring i avkastningen eftersom avkastningskurvan förväntas vara relativt flat på lång sikt. Durationen kan också skilja sig mellan Sverige och Tyskland under de olika tidsperioderna. Figur 3.1 visar hur det skulle kunna se ut. I beräkningarna används medeldurationen mellan länderna, samt den ränta som existerar i vartdera landet. Hur detta har påverkat modellen diskuteras vidare i avsnitt 3.3. Ränta [%] Duration, Sverige Duration, Tyskland Avkastningskurva, Sverige Avkastningskurva, Tyskland Löptid [år] 2,5 Medelvärde, duration 5 Duration Figur 3:1 Avkastningskurva och duration mellan Sverige och Tyskland Källa: Alexius,

25 Det finns inga fullständiga historiska ränteuppgifter för tidsperioden som behandlas. Därför måste en avkastningskurva skattas. För skattningen används dels den aktuella obligationsräntan samt den aktuella räntan för 90-dagars statsskuldsväxlar. Avkastningskurvan i Sverige för april 1996 presenteras i figur 3.2. Den aktuella räntan för en 5-årig obligation var 8,1 % och räntan för en 90-dagars statsskuldsväxel var 6,25 %. Datavärdena plottas och en linjär avkastningskurva interpoleras. Ränta [%] ,25 Linjär (Avkastningskurva) 8, Löptid [månader] Figur 3:2 Interpolerad avkastningskurva Källa: IFS 3.3 Modifierad ränteparitetsmodell Då modellen har korrigerats för kupongbetalningar genom att ersätta löptiden med duration (D*) och antagandet om en konstant riskpremie ser den ut som följer; S t+ D* S S t t = β ( r r ) * + ε t, t+ D* t, t+ D t (6) Där: β = betakoefficienten som bör vara =1 S t+d* = nominell växelkurs vid tidpunkten t+d* i SEK/DEM S t = nominell växelkurs vid tidpunkten t uttryckt i SEK/DEM r t,t+d* = nominell statsobligationsränta i Sverige vid tidpunkten t+d* r* t,t+d* = nominell statsobligationsränta i Tyskland vid tidpunkten t+d* ε t = felterm 18

26 Korrigeringen gör den skillnad att istället för att jämföra dagens växelkurs med den som gäller vid obligationens lösendatum jämförs dagens kurs med den kurs som är aktuell då obligationens duration löper ut. Eftersom durationen kan skilja sig mellan länderna används ett snitt av de båda ländernas aktuella duration i körningarna. Den räntekurs som används är den som är aktuell i respektive land vid den genomsnittliga durationen. Dock är de observerade skillnaderna inte speciellt stora. I det aktuella datamaterialet varierar durationen på en femårsobligation mellan 39 till 42 månader. 3.4 Korrigering för autokorrelation Autokorrelation innebär att residualerna bildar icke slumpmässiga mönster runt regressionslinjen. Om dessa är systematiska antingen över eller under regressionslinjen är autokorrelationen positiv. Negativ autokorrelation innebär att ett positivt värde på en slumpterm följs av ett negativt på den nästkommande slumptermen. Detta pågår i ett systematiskt mönster. Positiv autokorrelation är vanligt förekommande i datamaterial som innehåller tidsserier. (Dougherty [1992]) Det finns ett flertal olika metoder för att korrigera för autokorrelation. Cochrane- Orcuttmetoden är en av dessa och det är en iterationsprocess som har följande steg; Först sker en skattning av den ursprungliga ekvationen (6), sedan körs en regression mellan residualerna e t och e t-1 för att undersöka korrelationen (ρ) mellan dem om det behövs. Det aktuella värdet för korrelationen läggs till i den ursprungliga formeln. Därefter beräknas nya residualer enligt samma modell. Detta pågår till autokorrelationen eliminerats. (ibid) 3.5 Hypotestest Hypotestestet som kommer att genomföras testar om β är signifikant skild från 1 samt 0 på 5 % respektive 1 % signifikansnivå. Testet om koefficienten är skild från 0 sker för att kunna kontrollera i vilken körning det bästa resultatet erhållits, även om ingen av de erhålla koefficienterna skulle klara ett test att β =1 så går det att konstatera om någon av koefficienterna är signifikant skild från 0 eller inte. 19

27 Testet ser ut som följer (Dougherty [1992]); β β 0 t = (7) S. E( β ) Där; t = t-värdet β = det skattade värdet β 0 = β -värde som gäller för 0-hypotesen S.E ( β ) = standardavvikelsen för β -värdet Kontroll i tabell visar sedan om det skattade t-värdet befinner sig inom det kritiska intervallet eller inte. Vid de ekonometriska körningarna beräknas ett t-värde automatiskt. Det är detta som används vid analysen. 20

28 Kapitel 4 EMPIRI Kapitel 4 innehåller en redovisning hur datamaterialet insamlats samt diskussion om vilken reliabilitet och validitet materialet har. Vidare redovisas och analyseras resultatet av de tre ekonometriska körningarna som gjorts. Analysen bygger dels på resultaten från de ekonometriska körningarna, dels på en grafisk tolkning av det plottade datamaterialet. 4.1 Data Det datamaterial som använts i uppsatsen har hämtats från Internationella valutafondens databas, International Financial Statistics (IFS). De flesta sökta värden hittades i IFS databaser över valutor och räntor. Dock saknades senare års ränteuppgifter för Sverige. Dessa kompletterande uppgifter inhämtades från det svenska riksgäldskontorets webbplats. Ett fåtal uppgifter om den korta svenska räntan kommer från Sveriges Riksbanks hemsida. I alla körningar används månadsdata som bygger på ett genomsnitt av de observerade värdena under den aktuella månaden. Eftersom den tyska D-marken ersattes av euron i finansiella sammanhang 1 januari, 1999 har kursutvecklingen på euro istället följts och datamaterialet har räknats om till D-mark enligt avstämningskursen för D-marken mot euro som bestämts till 1,95583 euro per D-mark. (Hässel et al [2001]) 4.2 Reliabilitet och validitet Källmaterial Allt datamaterial som är aktuellt i uppsatsen är inhämtat från respekterade källor. Det finns därför ingen orsak att betvivla reliabiliteten i materialet med avseende på källorna. 21

29 4.2.2 Statsobligationer Ett problem som inte får försummas är att löptiden för de långa statsobligationer som använts inte alltid anges. En lång statsobligation är i allmänhet minst 5 år, men kan sträcka sig upp till 30 år (Mayo [2000]). Även Alexius [1998] hade samma problem. Dock är variationen i räntan på lång sikt betydligt mindre. Den långsiktiga avkastningskurvan är alltså mer horisontell än den kortsiktiga. Det föreligger inte någon större skillnad i avkastning mellan en obligation som har en löptid på 8 respektive 12 år. Detta eftersom agenterna har nästan lika lite information om vad som kommer att inträffa om 8 respektive 12 år. Kvalitativa test visar ingen större skillnad på resultatet om löptiden förändras från 8 till 12 år. (Alexius [1998]) Durationsberäkningar I kapitel 3.3 förs en diskussion om att ett genomsnitt på durationen mellan Sverige och Tyskland har beräknats och använts. De fel som uppkommer genom att använda ett genomsnitt istället för att hela tiden ta hänsyn till de bägge ländernas duration separat måste anses som marginellt eftersom durationen mellan länderna inte skiljer sig så mycket från varandra Avkastningskurvans inverkan I kapitel 3.2 redogjordes över en metod för att komma runt bristen på historiska ränteuppgifter. Sättet att interpolera en avkastningskurva med hjälp av dels den aktuella 90-dagarsräntan för statsskuldsväxlar och den långa obligationsräntan måste anses som relativt säkert. Det är denna metod som också använts av de tidigare studierna som fokuserat på samma ämnesområde. Någon störning i resultatet på grund av avsaknaden av historiska ränteuppgifter anses därför inte äga rum. 22

30 4.3 Tillvägagångssätt Med hjälp av de observerade ränte- och växelkursuppgifterna i Sverige och Tyskland har en ekonometrisk modell skapats som vid körning visar hur väl det osäkrade ränteparitetsvillkoret är uppfyllt under olika tidsperioder. Korrigering för autokorrelation har gjorts med Cochrane-Orcutt metoden som det redogörs mer ingående för i kapitel 3.4. Det görs tre ekonometriska körningar. Den första behandlar 1980:M2-1989:M6, den andra 1989:M7-1998:M11 och slutligen den tredje som sträcker sig över hela den aktuella tidsperioden som är 1980:M2-1998:M11. Ursprungligen planerades att jämföra 10 år före och efter den slutliga avregleringen av den svenska finansmarknaden, alltså 1979:M1-1989:M6, 1989:M7-1999:M12. Detta gick dock inte att genomföra eftersom den aktuella växelkursen vid t+d* måste vara observerbar. En obligation som tecknades 1999:M12 skulle ha en duration som löpte ut i början av Som bekant är det svårt att observera en ränte- och växelkurs i framtiden varför den jämförda tidsperioden fick justeras ned med ett drygt år för att ha tillräckligt med datamaterial för att kunna göra körningarna. 23

31 4.4 Körning 1 Körning 1 omfattade data från 1980:M2 till 1989:M Resultat av körning 1 Utan korrigering för autokorrelation β -Coefficient: D-W: S.E: t-stat H 0 :β=1: N=113 R 2 =0 t-stat H 0 :β=0: Efter korrigering för autokorrelation med Cochrane-Orcuttmetoden blev resultatet: β -Coefficient: D-W: S.E: t-stat H 0 :β=1: t-stat H 0 :β=0: t-crit 5% : N=108 R 2 = t-crit 1% : Analys av körning 1 Resultatet av den första körningen visar på stark positiv autokorrelation. Därför har en körning till gjorts för att korrigera för denna, resultatet då blev β =0,225. Förklaringsgraden är tillfredsställande, R 2 blev 0,91. Vilket innebär att den inkluderade variabeln förklarar variationen till 91 %. Vid test om β =1 erhålls ett t-värde på -7 vilket ligger klart utanför de kritiska t-värdena. Hypotesen att β =1 kan alltså förkastas. Vid test om β =0 går det att konstatera att t-värdet befinner sig inom konfidensintervallet och att β är positiv på 5 % signifikansnivå, men inte på 1 %. Detta innebär att koefficienten med 95 men inte med 99 % sannolikhet kan anses bidra till modellen. Det finns ingen tidigare studie gjord mellan de aktuella länderna under samma tidsperiod. Det närmaste är Westin [2000] som under liknande grundpremisser testade om det osäkrade ränteparitetsvillkoret var uppfyllt mellan Sverige och Tyskland

32 Efter korrigering för autokorrelation blev hans resultat för den skattade betakoefficienten 0,21. Westin använde kvartalsdata, medan denna uppsats behandlar månadsdata. Eftersom räntor och valutakurser fluktuerar relativt sett mycket bör användandet av månadsdata resultera i ett mer rättvisande resultat. Figur 4.1 visar den växelkurs som rådde då en obligation tecknades (tidpunkten t). Detta representeras av den grå linjen. Den växelkurs som rådde då durationen på obligationen som tecknades vid tidpunkten t löpt ut representeras av den svarta linjen Exempel: 1982:M2 gick det 2,5 SEK på en D-mark. Växelkursen som rådde då durationen på en obligation som tecknades 1982:M2 gick ut representeras av den svarta linjen. I det aktuella fallet är växelkursen då 3,2 SEK/D-mark. Den svenska valutan har alltså deprecierats under tiden från att obligation tecknades till durationen löpte ut. Växelkurs SEK/DEM 5 Växelkurs vid tidpunkt t. Växelkurs vid tidpunkt t+d* 4,5 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 År 1989:M2 1988:M2 1987:M2 1986:M2 1985:M2 1984:M2 1983:M2 1982:M2 1981:M2 1980:M2 Figur 4:1 Skillnaden i växelkurs mellan tidpunkten t och tidpunkten t+d* år. Källa: IFS 25

33 Några större felkällor som kan ha inverkat under den aktuella perioden tros inte existera. Visserligen skedde några devalveringar av den svenska valutan vilket självfallet ledde till att den tyska D-marken blev dyrare. Detta i sin tur leder också till att efterfrågan på svenska varor i exempelvis Tyskland ökar, vilket leder till en ökad efterfrågan på den svenska valutan så den totala störningen som skett p.g.a. devalveringen bör inte varit speciellt stor. (Södersten [2000]) 26

34 4.5 Körning 2 Körning 2 omfattade data från 1989: M7 till 1998: M Resultat av körning 2 Utan korrigering för autokorrelation β -Coefficient: D-W: S.E: t-stat H 0 :β=1: N=113 R 2 =0 t-stat H 0 :β=0: Efter korrigering för autokorrelation med Cochrane-Orcuttmetoden blev resultatet: β -Coefficient: D-W: S.E: t-stat H 0 :β=1: t-stat H 0 :β=0: t-crit 5% : N=111 R 2 = t-crit 1% : Analys av körning 2 Den skattade betakoefficienten blev 0,101 innan korrigering för positiv autokorrelation. Efter korrigering för autokorrelation blev koefficienten 0,053. Vid test om β =1 erhålls ett t-värde på -6,7 vilket ligger klart utanför de kritiska t-värdena. Hypotesen att β =1 kan alltså förkastas. Vid test om β =0 går det att konstatera att t-värdet befinner sig inom konfidensintervallet eftersom t-värdet är -0,33 och de kritiska t-värdena på 5 % nivån är 1,658 respektive -1,658. Dock går det inte att säga att koefficienten med säkerhet är positiv. Förklaringsgraden är också i denna körning stor. R 2 blev 0,97. Under den period som körningen omfattar måste finansmarknaderna anses varit oreglerade, varför det i linje med ursprungshypotesen bör finnas en större sannolikhet för en uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret. Den skattade betakoefficienten bör ligga närmare 1 i körning 2 än i den föregående körningen. Så var inte fallet. 27

35 Någon direkt förklaring har inte gått att finna. Eftersom datamaterialet är hämtat från samma källor ska det inte finnas några skillnader där som kan spela in. Det verkar inte som de regleringar som fanns på den svenska finansmarknaden under 1980-talet hade någon effekt på uppfyllelsen av det osäkrade ränteparitetsvillkoret i negativ bemärkelse sett till modellen som använts. Figur 4.2 visar den växelkurs som rådde då en obligation tecknades (tidpunkten t). Detta representeras av den grå linjen. Den växelkurs som rådde då durationen på obligationen som tecknades vid tidpunkten t löpt ut representeras av den svarta linjen. Exempel: 1996:M7 gick det 4,3 SEK på en D-mark. Växelkursen som rådde då durationen på en obligation som tecknades 1996:M7 gick ut representeras av den svarta linjen. I det aktuella fallet är växelkursen då 4,2 SEK/D-mark. Den svenska valutan har alltså apprecierats under tiden från att obligation tecknades till durationen löpte ut. 6 Växelkurs SEK/DEM Växelkurs vid tidpunkt t. Växelkurs vid tidpunkten t+d* År 1998:M7 1997:M7 1996:M7 1995:M7 1994:M7 1993:M7 1992:M7 1991:M7 1990:M7 1989:M7 Figur 4:2 Skillnaden i växelkurs mellan tidpunkten t och tidpunkten t+d* år. Källa: IFS 28

36 Av figuren framgår att den svenska kronan har hållit sig relativt stabil mot D-marken under den jämförda tidsperioden, frånsett de första åren. Vid kontroll i figur 1.1 visar det sig att ränteskillnaden också var relativt stor mellan Sverige och Tyskland under de första åren i perioden för att sedan minska mot slutet. Ränteskillnaden mellan Sverige och Tyskland började i princip minska direkt efter att Sverige övergav den fasta växelkursen i slutet av 1992 (Södersten [2000]). Trendbrottet kommer i inledningen av 1993, vilket innebär att den svenska växelkursen slutade sin tidigare allt mer nedåtgående trend mot D-marken under Därefter har det inte har skett någon större förändring av de bägge växelkurserna gentemot varandra. En tänkbar förklaring är att agenterna på senare år har överskattat risken för inflation i Sverige. Under 1980-talet var inflationen konstant hög i Sverige, vilket ledde till att aktörerna på marknaden också förväntade sig att detta skulle vara så även i framtiden. Efter att Riksbanken utlyst sitt inflationsmål tog det tid innan det vann förtroende eftersom de tidigare händelserna finns kvar i minnet. Detta kan ha lett till att aktörerna genom felaktiga förväntningar pressat fram en onödigt hög realränta. Det skulle kunna vara en förklaring till varför hypotesen om att det bör finnas större sannolikhet för uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret på en finansmarknad utan regleringar inte håller. (Södersten [2000]) 29

37 4.6 Körning 3 Körning 3 omfattade data från 1980: M2 till 1998: M Resultat av körning 3 Utan korrigering för autokorrelation β -Coefficient: D-W: S.E: t-stat H 0 :β=1: N=226 R 2 =0 t-stat H 0 :β=0: Efter korrigering för autokorrelation med Cochrane-Orcuttmetoden blev resultatet: β -Coefficient: D-W: S.E: t-stat H 0 :β=1: t-stat H 0 :β=0: t-crit 5% : N=221 R 2 = t-crit 1% : Analys av körning 3 Körning 3 omfattade datamaterial för hela den observerade perioden och den skattade koefficienten blev 0,145 i den första körningen. Efter korrigering för den positiva autokorrelationen blev den skattade betakoefficienten 0,112. Vid test om β =1 erhålls ett t-värde på -8,48 vilket ligger klart utanför de kritiska t- värdena. Hypotesen att β =1 kan alltså förkastas. Vid test om β =0 går det att konstatera att t-värdet befinner sig inom konfidensintervallet eftersom t-värdet är 1,07 och de kritiska t-värdena på 5 % signifikansnivå är 1,658 respektive -1,658. Dock går det inte att säga att koefficienten med säkerhet är positiv. Förklaringsgraden är även här hög. R 2 blev 0,96. Det finns inga tidigare studier som i huvudsak fokuserat på att jämföra uppfyllelsen av det osäkrade ränteparitetsvillkoret mellan olika regimer på finansmarknaderna. 30

38 Körning 3 visar liknande resultat sett över hela tidsperioden jämfört med tidigare studier. Det verkar dock inte finnas något belägg för vissa regleringar av finansmarknaderna påverkar uppfyllelsen av det osäkrade ränteparitetsvillkoret i negativ bemärkelse. Figur 4.3 visar den växelkurs som rådde då en obligation tecknades (tidpunkten t). Detta representeras av den grå linjen. Den växelkurs som rådde då durationen på obligationen som tecknades vid tidpunkten t löpt ut representeras av den svarta linjen Exempel: 1989:M11 gick det 3,3 SEK på en D-mark. Växelkursen som rådde då durationen på en obligation som tecknades 1989:M11 gick ut representeras av den svarta linjen. I det aktuella fallet är växelkursen då 4,8 SEK/D-mark. Den svenska valutan har alltså deprecierats under tiden från att obligation tecknades till durationen löpte ut. 6 Växelkurs SEK/DEM Växelkurs vid tidpunkt t. Växelkurs vid tidpunkt t+d* År Figur 4:3 Skillnaden i växelkurs mellan tidpunkten t och tidpunkten t+d* år. Källa: IFS 1998:M2 1996:M8 1995:M2 1993:M8 1992:M2 1990:M8 1989:M2 1987:M8 1986:M2 1984:M8 1983:M2 1981:M8 1980:M2 Figuren ovan är i princip bara en sammanslagning av figur 4.1 och 4.2. Värt att notera är den kraftliga kronförsvagning som skedde november Det var då den svenska kronan släpptes fri och den fasta växelkursregimen övergavs. (Hässel et al [2001]) 31

39 Det var under dessa år som Sverige gjorde sig av med de sista regleringarna på sin finansmarknad, fastighetspriserna slog ständigt nya rekord. Grunden till detta lades genom de omfattande devalveringar Sverige genomfört under perioden från 1977 fram till den fasta växelkursen övergavs i november (Södersten [2000]) Det var inte bara i Sverige det var oroligt. Det tidigare delade Tyskland hade återförenats 1990 och det ledde till stigande räntor, investeringsviljan minskade därefter. Tyskland som 1990 var världens främsta exportland fick se sin utländska export stadigt minska och istället lägga mer kraft på att satsa på återuppbyggnaden av det tidigare Östtyskland. (Nationalencyklopedin [2002]) 32

40 Kapitel 5 SLUTSATS 5.1 Slutsats Syftet med uppsatsen var att undersöka hur väl det osäkrade ränteparitetsvillkoret var uppfyllt mellan Sverige och Tyskland före och efter avregleringen på den svenska finansmarknaden. Hypotesen var att det bör finnas större sannolikhet för uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret på en finansmarknad utan regleringar. De ekonometriska körningarna gav inte ett resultat som kunde styrka hypotesen att β =1. Dock hade två av tre skattade koefficienter det förväntade tecknet och en var också signifikant skild från 0 på 5 % signifikansnivå. Den signifikanta koefficienten erhölls vid kontroll av den första tidsperioden när det fortfarande fanns kvar regleringar på den svenska finansmarknaden. I enlighet med resultatet går det att förkasta hypotesen om att det skulle finnas en bättre uppfyllelse av det osäkrade ränteparitetsvillkoret på en finansmarknad utan regleringar. Dock finns det flera frågetecken som skulle behövas utredas närmare. En redogörelse över några av dessa finns i avsnitt Framtida studier Likt McCallum [1994] som antydde att det finns andra faktorer som kan ha en avgörande påverkan växelkurserna tror jag detsamma. En kort presentation av dessa görs nedan och sedan följer en översiktlig diskussion om hur framtida studier skulle kunna utformas för att täcka in även dessa faktorer. Tidigare studier av inflationens påverkan på växelkursen har givit ett relativt högt förklaringsvärde. En låg inflation skulle leda till en lägre växelkurs. Exempelvis Huhta & Can [2000] kommer fram till att så mycket väl kan vara fallet. 33