Svensk real växelkurs och fundamenta en kointegrationsanalys

Transkript

1 Naionalekonomiska Insiuionen Naionalekonomi D Självsändig arbee, 10 poäng HT 05 Svensk real växelkurs och fundamena en koinegraionsanalys Handledare: Johan Lyhagen Förfaare: Johanna Rickne

2 Sammanfaning I denna sudie används Johansens meod för koinegraionsanalys för a skaa e långsikig jämvikssamband för den svenska reala växelkursen under perioden Resulae blir a den reala växelkursen på lång sik kan vänas appreciera ill följd av försämrad handelsbalans och höj oljepris, medan en real depreciering blir följden av en ökning i den uländska produkivieen. Dessa resula ger belägg för Balassa-Samuelssoneffeken, liksom för ransfereringseffeken. Undersökningen visar även a den svenska respekive uländska realränan, liksom nivån av svenska Ne Foreign Asses, ine uppvisar någon långsikig påverkan. Nyckelord: Johansen, enherso, Balassa-Samuelsson, ransfereringseffek 1

3 Innehållsföreckning 1 Inledning Dekomponering av den långsikiga reala växelkursen Från definiioner ill prakik idenifiering av fundamena Prisförhållande mellan raded och non-raded goods Den reala växelkursen för raded goods Inhemsk och uländsk realräna Sammanfaande kommenar Empirisk meod Enhesroses Koinegraionsanalys Johansen-meoden Deerminisiska komponener Daa Empiriska modeller och resula Grafisk analys Enhesroses På jak efer relevana fundamena Deerminisiska komponener Modell Modell Modell Modell Grafisk illusraion Slusaser Referenser Appendix A

4 1 Inledning Den reala växelkursen är en av makroekonomins vikigase variabler, och den ugör de vanligase måe på den inhemska indusrins konkurrenskraf i förhållande ill ulande. För en lien ekonomi där handel med ulande ugör en sor del av BNP blir den reala växelkursen därför en ekonomisk indikaor av exra sor beydelse. Denna uppsas undersöker vilka fakorer som kan änkas besämma denna variabel på lång sik. De prakiska beydelserna av a idenifiera e långsikig jämvikssamband för den reala växelkursen är många. Genom a jämföra en korrek skaad modells ufall över iden med den verkliga reala växelkursen för mosvarande idpunker kan perioder av avvikelser, då kronan vari under- eller övervärderad, idenifieras. Sådan analys kan sedan ligga ill grund för framida makroekonomisk poliik. Analyser av den reala växelkursen ugår ofa ifrån villkore för köpkrafsparie, PPP. I sin absolua form innebär dea villkor a den generella prisnivån i olika länder, mä för en gemensam varukorg, blir e och samma förusa a priserna urycks i en gemensam valua; lagen om e pris gäller. Empiriska sudier har resulera i mycke svaga belägg för absolu PPP, främs på grund av handelshinder och skillnader i de olika länders sä a skaa de generella prisnivåerna. Uppmärksamheen har därför väns mo villkores relaiva varian. För a denna yp av köpkrafsparie ska gälla krävs endas a den reala växelkursen är konsan över iden, uan a anaganden görs om de absolua prisnivåerna. 1 A relaiv PPP ine håller på kor sik kan enlig eorin om sicky prices (Dornbush 1976) illskrivas de fakum a de kan a lång id innan prisnivåer anpassas ill marknadsförändringar, medan den nominella växelkursen reagerar snabbare. Teorin avskriver dock ine relaiv PPP som e långsikig jämviksvillkor för den reala växelkursen. Resulaen av empiriska undersökningar av relaiv PPP har variera krafig beroende av de undersöka idsperiodernas längd, val av undersökningsmeod sam vilka pris och växelkursserier som använs i analysen. 2 Senare ids sudier bekräfar dock ofa relaiv PPP, men visar a serien endas efer mycke långa idsinervall åervänder ill sin jämviksnivå. Denna röghe kom 1 Ländernas prisnivåer kan här allså vara olika, men denna skillnad uppvägs av den nominala växelkursen, s. Förändringar i denna variabel ska således mosvara skillnaden mellan den inhemska och uländska inflaionen, * * Δ s = Δp Δp, på så sä a den reala växelkursen, q = s + p p, blir konsan. Här kan e vikig samband mellan ekonomisk eori och idsseriens saisiska egenskaper skönjas. Om relaiv PPP håller är idsserien för den reala växelkursen saionär i den meningen a serien åervänder ill e konsan medelvärde efer a den drabbas av illfälliga sörningar. Om relaiv PPP däremo ine håller, och serien är icke-saionär, så har chocker medför permanena förändringar av medelvärde. 2 Se Froo och Rogoff (1994) för en översik. 3

5 Rogoff (1996) a ifrågasäa relevansen av köpkrafspariesvillkore och myna begreppe PPP puzzle för a beskriva denna problemaiska siuaion. En lösning ill PPP-pussle kan ligga i a fundamenala besämningsfakorer, så kallade fundamena, orsakar besående förändringar i den reala växelkursen och på dea sä avgör seriens långsikiga, och varierande, jämviksnivå. Tros en omfaande empirisk lieraur råder dock forfarande frågeecken kring vilka variabler som bör ingå i en sådan långsikig förklaringsmodell. Skaningar av långsikiga samband för den svenska reala växelkursen har idigare preseneras av Alexius och Nilsson (1997) Bergvall (2002) och Nilsson (2002). Här finner den försnämnda sudien e långsikig samband mellan den svenska reala växelkursen och svensk respekive uländsk produkivie mä som real BNP per capia. 3 Däremo visar förfaarna a byesförhållanden (erms of rade) kan uesluas ur de långsikiga sambande. Även Bergvall (2002) noerar produkivie som e cenral fundamen. Till skillnad från Alexius och Nilsson framsår dock även byesförhållanden, liksom handelsbalansen, som relevana förklarande fakorer. 4 Nilsson (2002) genomför en omfaande sudie där den svenska reala växelkursens långsikiga uveckling knys ill relaiv produkivie visavi ulande, byesvillkor, och svensk inernaionell skuldsäning. 5 Denna uppsas ar söd i denna lieraur, liksom i liknande sudier gällande andra saer, och försöker a för svenska daa finna vilka fundamena som få den svenska reala växelkursen a avvika ifrån si långsikiga och konsana medelvärde, de vill säga svara på frågan: Vilka fakorer driver avvikelser från relaiv PPP? Undersökningen ar som ugångspunk Clark och MacDonalds (1999, 2000) BEER (Behavioral Equilibrium Exchange Rae)-meodik, där en dekomponering av den reala växelkursen i dess underliggande samband lägger grunden för en diskussion av eoribildning kring möjliga långsikiga påverkansfakorer. Uifrån idigare empiriska resula avgörs sedan lämpliga prakiska approximaioner för de eoreiska effekerna, och en vekor av poeniell beydelsefulla variabler byggs upp. Jag väljer där a, i likhe med Alexius och Nilsson (1997) sam Bergvall (2002), bland de undersöka fakorerna inkludera svensk och uländsk 3 Sudien omfaar, föruom Sverige, fjoron andra OECD-länder och rör idsperioden Resulae får söd i Larsson (2002). 4 Bergvalls sudie omfaar de fyra nordiska länderna och gäller idsperioden De skaade sambande gäller idsperioden Relaiv produkivie approximeras med kvoen mellan producen- och konsumenprisindex 4

6 produkivie mä i form av BNP per capia 6 sam, uifrån Bergvalls resula, de reala oljeprise. Den försa av dessa variabler syfar ill a skaa de förvänade effekerna på den reala växelkursen av produkiviesökningar; den så kallade Balassa-Samuelsoneffeken, medan oljeprisvariabeln syfar ill a skaa påverkan i form av exogena ubudschocker. Lane och Milesi-Ferrei (2000, 2002, 2002 ) ger eoreiska såväl som empiriska bevis för a saers posiion som iner-naionell neolånagare, eller långivare, påverkar den reala växelkursen på lång sik genom den så kallade ransfereringseffeken. De använder sig av approximaionerna Ne Foreign Asses (Lane och Milesi-Ferrei 2000, 2002 ) respekive handelsbalansen (Lane och Milesi-Ferrei 2002) för a approximera denna effek. Själv väljer jag a inkludera båda dessa approximaioner bland de undersöka variablerna för a se vilken som är mes relevan i de svenska falle. Sluligen väljer jag a följa Maeso-Fernandez e al (2001) i de a jag även inkluderar den inhemska och uländska realränan. Sudiens daa omfaar idsperioden 1980 ill 2004 och den uländska ekonomin approximeras enlig IMF:s viksysem TCW (Toal Compeiiveness Weighs) 7 Efersom jag här vill skaa e långsikig samband, så kallad koinegraion, mellan e fleral ekonomiska variabler där dessa dels är av olika inegraionsgrad, och dels kan vara endogena i modellen, används Johansen-meodens mulivariaa koinegraionsmodell. 8 Resulaen från koinegraionsanalysen visar på a e långsikig jämvikssamband exiserar mellan den svenska reala växelkursen, handelsbalansen, oljeprise och den uländska produkiviesnivån approximerad med hjälp av variabeln real BNP per capia. I dea samband ges belägg för Balassa-Samuelssoneffeken liksom för ransfereringseffeken. Ne Foreign Asses och de båda realränevariablerna saknar, enlig den ekonomeriska analysen, långsikig påverkan på den svenska reala växelkursen. Uppsasen är disponerad som följer. I avsni vå dekomponeras den reala växelkursen i sina underliggande samband i syfe a finna källor ill långsikig variaion i denna variabel. Uifrån dea preseneras sedan sådana eoreiska variaionskällor i kapiel re. Här diskueras och väljs även uppsasens undersökningsvariabler i syfe a så korrek som möjlig approximera de eoreiska effekerna. Avsni fyra presenerar den ekonomeriska meoden, och de feme avsnie de daa som använs. Undersökningens resula redovisas och kommeneras i avsni sex. Sluligen sammanfaas resulaen i de sjunde och sisa kapile. 6 Till skillnad från Nilssons approximaion bör denna variabel även konrollera för den poeniell vikiga inkomseffeken från ekonomins eferfrågesida (Lane och Milesi-Ferrei 2000). 7 För en beskrivning av dea viksysem, se exempelvis Sveriges Riksbank (1995:16). 8 En översik av meoder för analys av koinegraion åerfinns i Harris (1996). 5

7 2 Dekomponering av den långsikiga reala växelkursen BEER(Behavioral Equilibrium Exchange Rae)-meodiken syfar, som idigare nämns, ill a förklara hur den reala växelkursens beeende besäms av relevana ekonomiska variabler. Dessa variabler kan ha korsikig och cyklisk påverkan, eller vara sådana som förändrar serien på lång sik, så kallade fundamena. 9 Moiveringen ill vale av fundamena som esas i BEER-analysens senare skeden bygger på en dekomponering av den långsikiga reala växelkursen i dess underliggande samband, och de eoreiska effeker som kan uläsas ifrån samband. I de försa sege på väg mo denna dekomponering relaeras den reala växelkursen ill sin korsikiga dynamik. Dea sker uifrån villkore för räneparie (Uncovered Ineres Pariy); E * [ s ] = ( i i ) Δ + (1) k där beskriver s är den nominella punkväxelkursen, i nominalränan och E []. är operaorn för raionella förvänningar vid idpunken. Vidare visar aserisken * a en viss variabel härrör ill ulande, + k är de ränebärande värdepapprens löpid (bond mauriy horizon) och Δ beecknar en variabels försa differens. Skillnaden i udelning på svenska respekive uländska värdepapper måse allså vara lika sor som den förvänade förändringen av den nominella växelkursen fram ill dess a dessa värdepapper löper u. Genom a subrahera differenialen mellan förvänad inflaion för Sverige och ulande, ( Δ p * p ) E + k Δ + k ränepariesvillkores (1) båda sidor, och subsiuera in realränan r enlig urycke [ Δp ] r i E + k =, kan sambande skrivas om på real form. från 9 Andra meodikexempel innefaar exempelvis FEER (Fundamenal Equilibrium Exchange Rae) och NATREX (Naural Real Exchange Rae) Se MacDonald (2000) eller Clark och MacDonald (1999) för mer informaion om dessa. 6

8 En sådan omskrivning ger a q * [ q ] ( r r ) = E + (2) k där q beecknar den reala växelkursen. Ekvaionen beskriver hur den reala växelkursen besäms av den förvänade reala växelkursen liksom av ränedifferenialen. Dea förhållande kallas RERI (Real Exchange rae Real Ineres rae). Ränedifferenialen har negaiv ecken efersom en sörre skillnad mellan inhemsk och uländsk realräna förvänas medföra en appreciering av den reala växelkursen. Enlig BEER-meodiken anas här a den förvänade framida växelkursen [ ] E q + k ugörs av den långsikiga jämviksväxelkursen, q, och a denna variabel påverkas av e anal fundamena. I meodikens andra seg undersöks därför denna variabel yerligare, och dekomponeras, i syfe a få ledrådar ill vilka dessa fundamena kan vara. Dekomponeringen ugår ifrån grunddefiniionen för den reala växelkursen, q s + p * p (3) där p beecknar den generella prisnivån, mä exempelvis med konsumenprisindex. Vi ser a en höjning (sänkning) av den reala växelkursen, q, svarar mo en depreciering (appreciering). Vi änker oss nu a ekonomin är indelad i vå sekorer, den för de varor som man handlar med inernaionell, vilka här kommer a kallas raded goods 10 och denoeras med T, och sådana som endas finns på den inhemska marknaden, non-raded goods, denoerade med NT. Exempel på varor ur dessa båda grupper skulle för Sveriges del kunna vara skogsmaskiner, som främs exporeras, respekive hårklippningar, som säljs inom lande. Sambande i ekvaion (3) kan nu anges för båda dessa sekorer. De inressana blir här a urycka de för den sekor som illverkar raded goods enlig q T s + p T* p T. (4) Med ugångspunk i ekvaion (3) kan även de båda prisnivåerna för inhemska och uländska varor, p och * p, delas upp i prisnivåer gällande sekorn för raded och non-raded goods. 10 Svenska beeckningar skulle här kunna hämas från EFO-modellen (Edgren e al 1973) såsom skyddad (nonradable) respekive konkurrensusa (radable) sekor. 7

9 Om parameern α används för a beeckna den andel av varorna som illhör den sisnämnda sekorn blir resulae av en sådan uppdelning a p p * NT ( α ) T p = αp + 1 och (5) * T* ( 1 α ) p * NT* = α p +. (5 ) Genom a subsiuera in ekvaion (4), (5) och (5 ) i (3) går de nu a lösa u e e generell uryck för den långsikiga jämviksväxelkursen q. Dea uryck anar så formen q T * T* NT* T [ α ( p p ) ( p p )] NT = q α (6) och visar den långsikiga jämviksväxelkursen dekomponerad i sina underliggande samband; den reala växelkursen för raded goods och relaivprise på raded och non-raded goods i den inhemska respekive uländska ekonomin. Urycke i (6) kan nu kombineras med RERIekvaionen (2) i de a q * T * T* NT* T NT ( r r ) + q [ α ( p p ) ( p p )] = α. (7) Här ser vi a den akuella reala växelkursen i idpunk besäms dels av de långsikiga jämvikssambande och den kor- eller medellångsikiga fakorn som ugörs av differensen mellan den inhemska och uländska realränan. Vi kan nu uifrån sambande i ekvaion (6) se a de fakorer som påverkar någo av sambanden i ekvaionens högra led också kommer a få inverkan på den långsikiga reala jämviksväxelkursen. A för svensk del avgöra vilka fakorer dea kan vara ugör, som bekan, denna uppsas syfe. Näsa kapiel ar därför ekvaion (6) som ugångspunk och diskuerar hur ekonomisk eori kan moivera relevana fundamena. 8

10 3 Från definiioner ill prakik idenifiering av fundamena Vi kan ur ekvaion (6) ovan lyfa fram vå poeniell beydande källor ill variaioner i den långsikiga jämviksväxelkursen q, nämligen 1. skillnader i relaivpriserna för raded och non-raded goods mellan den inhemska och T* NT* T NT uländska ekonomin, de vill säga förändringar av ermen ( p p ) ( p p ) och 2. sysemaiska förändringar i den reala växelkursen för raded goods, de vill säga förändringar i ekvaionens försa erm, T q. Nedan kommer dessa vå kanaler a diskueras i ermer av ekonomiska samband och möjliga operaionaliseringar av dessa eoreiska effeker i form av observerbara variabler. Tidigare empiriska resula för olika sådana variabelspecifikaioner kommer även a preseneras i korhe och användas för a moivera de variabelval som genomförs. I sekion 3.3 diskueras rimligheen i a ueslua effekerna av förändrad inhemsk och uländsk realräna från den långsikiga dynamiken. 3.1 Prisförhållande mellan raded och non-raded goods Vissa fakorer kan anas påverka prise på non-raded goods, men lämna prise på raded goods opåverka. De kan därmed ge sysemaiska förändringar av den reala långsikiga jäm- T* NT* T NT viksväxelkursen genom sin inverkan på ermen ( p p ) ( p p ) i ekvaion (6). Enlig Balassa (1964) och Samuelsson (1964) ugör produkivie en sådan fakor. I deras eoreiska ramverk anas a den reala växelkursen för raded goods är konsan, de vill säga a q T = c. Vidare anas a de produkiviesökningar som sker inom ekonomin är koncenrerade ill sekorn för raded goods. Produkiviesökningarna leder ill höjda priser, och därigenom även krav på högre löner, inom denna sekor. Då arbesmarknaden är öppen, och de vå sekorerna ävlar om samma arbeskraf kommer löneökningar i den ena sekorn a ge en press uppå på lönerna i den andra. Kosnadsökningarna som de höjda lönerna medför i sekorn för non-raded goods leder då ill prishöjningar även inom denna sekor. Då dessa prishöjningar saknar grund i en idigare produkiviesökning, blir följden a priserna inom 9

11 sekorn för non-raded goods siger snabbare än de inom den för raded goods. Den reala växelkursen kan allså, enlig den så kallade Balassa-Samuelssoneffeken, förvänas appreciera i länder med snabb illväx. På mosvarande sä är en depreciering a väna om produkivieen isälle siger i den uländska ekonomin. Om vi följer anagande a produkiviesökningar sker främs, eller uesluande, inom sekorn för raded goods borde skillnader i real BNP per capia mellan länder kunna spegla produkiviesskillnader och därmed fungera som en approximaiv mävariabel för Balassa- Samuelssoneffeken. Dea samband; a ökad real BNP per capia relaiv omvärlden leder ill en mer apprecierad real växelkurs, har givis empiriska belägg av bland andra Bergvall (2002), Alexius och Nilsson(1997), de Gregorio och Wolf (1994) och Lane och Milesi- Ferrei (2000) och (2002). Här bör noeras a variabeln real BNP per capia även kan förvänas fånga en generell inkomseffek. Den högre levnadssandard som följer på en ökad BNP per capia leder ill e minska arbesubud. Dea leder i sin ur ill relaiv sora kosnads- och prisökningar i den sekor som är mer beroende av denna produkionsfakor, de vill säga non-radable goodssekorn (Lane och Milesi-Ferrei 2000). I lierauren approximeras produkiviesdifferenialen ibland även med differensen mellan producen- och konsumenprisindex. En sådan approximaion bygger på anagande a den varukorg som används vid skaningar av producenpriser innehåller en (mycke) sörre andel raded goods än vad varukorgen för konsumenprisindex gör. Enlig Coughlin och Coedijk (1990) har dock denna variabelform visas ha mycke begränsad relevans i empiriska sudier av den långsikiga reala växelkursen, och kommer följakligen ine a användas i denna sudie. De kan även änkas a relaivprise på raded och non-raded goods hel eller delvis besäms av ekonomins ubudssida, och hur denna påverkas av exogena fakorer, såsom de globala oljeprise. Amano och van Norden (1995) ugår i si resonemang kring dea samband ifrån en siuaion där ekonomins båda sekorer, den för raded och den för non-raded goods, ävlar om samma produkionsfakorer. En höjning av prise på den vikiga produkionsfakorn olja medför kosnadsökningar inom båda sekorerna. Ökningen kommer dock a vara krafigare inom den sekor som använder fakorn mer inensiv, i dea fall sekorn för raded goods. De minskande vinser som dea medför kommer i sin ur a ge en relaiv sörre press för prisökningar inom denna sekor, och därmed även en depreciering av den reala växelkursen. Dea samband kan förvänas gälla för länder uan egna oljeresurser, såsom Sverige. Då landes exporsekor är beroende av olja, men man saknar egna resurser, innebär höjda oljepriser a dess byesförhållande försämras relaiv omvärlden när priserna höjs, och den 10

12 reala växelkursen deprecieras. Sudien av Amano och van Norden umärker sig i de avseende a förfaarna finner ekonomeriska belägg för oljeprise som enda långsikig besämningsfakor för den reala växelkursen för Tyskland, Japan och USA. Bergvall (2002) anger oljeprise som en del i en sörre koinegrerande vekor för de nordiska länderna. Båda dessa sudier visar hur förändringarna i oljepris svara för den allra sörsa delen av förändringar i de undersöka ländernas byesförhållanden. A innefaa oljeprise i den empiriska analysen kan således änkas konrollera för den påverkan som förändrade byesförhållanden kan få på den reala växelkursen. 11 A priserna på non-radable goods siger i förhållande ill de för radable goods skulle även kunna ha sin grund i förändringar på ekonomins eferfrågesida. En ökande samhällelig oupu innebär a medborgarnas, och saens, inkomser siger. Framför all saen kan förvänas ha en inkomselasicie för non-raded goods som översiger e. Inkomsökningen kommer således a leda ill en relaiv se ökande eferfrågan, och prisnivå, för denna varugrupp med en appreciering av den reala växelkursen som följd. Denna effek skulle kunna skaas med hjälp av ovan angivna variabelspecificering; relaiv BNP per capia. Sambande har även i idigare lieraur skaas med hjälp av olika må på salig konsumion, som i Chinn (1997), Maeso-Fernandez e al (2001), eller Larsson (2002) för svenska daa. Då ingen av dessa sudier funni några signifikana långsikiga samband mellan en sådan approximaion och den reala växelkursen kommer jag ine a använda mig av någon sådan variabel. 11 Se gärna Dungey (2002) och De Gregorio och Wolf (1994) för uförliga beskrivningar av de eoreiska sambande mellan byesförhållanden och den reala växelkursen. 11

13 3.2 Den reala växelkursen för raded goods Förändringar av den reala växelkursen för raded goods uppsår när varor från olika länder ine är perfeka subsiu och prisskillnader därmed ine hel kan ujämnas genom arbirage. 12 De kan även uppså när andra fakorer på e sysemaisk sä påverkar relaivprise på raded goods. Dagens öppna globala finansiella sysem har möjliggjor överföringen av sora ekonomiska medel mellan länder. Hur dessa inkomsöverföringar påverkar länders reala växelkurser är en klassisk fråga inom inernaionell ekonomi. Länders ekonomiska ransakioner med ulande regisreras i deras byesbalanser (Curren Accoun). Sörre impor än expor sam sörre inernaionella ransfereringar ill än från lande gör dea ill en inernaionell neolånagare. De mosaa gäller för lande som är neolångivare. Landes ackumulerade posiion som neolånagare eller neolångivare regisreras i variabeln Ne Foreign Asses. Grundanken bakom de som kallas ransfereringseffeken (Transfer Effec) är a en posiion som neolånagare eller långivare på lång sik kräver en anpassning av den reala växelkursen. 13 Inernaionella skulder pressar, på lång sik, länder a väga upp dessa genom förbärade handelsbalanser; handelsöversko. För a uppnå dessa handelsöversko krävs en depreciering av den reala växelkursen för de varor man handlar med, de vill säga raded goods. På mosvarande sä orde en ackumulering av Ne Foreign Asses vara förknippad med en real appreciering. Sammanfaningsvis kan således anas a negaiva (posiiva) värden på variabeln Ne Foreign Asses långsikig leder ill krav på handelsöversko (undersko) med depreciering (appreciering) av den reala växelkursen för raded goods som följd. Enlig e fleral ekonomiskeoreiska modeller verkar ransfereringseffeken isälle genom förändrade relaivpriser på raded och non-raded goods. Enlig ineremporala opimeringsmodeller, såsom den uformad av Buier (1989), förändras relaivprise på raded goods då hemmamarknaden föredrar inhemska exporvaror framför uländska. En inkomsöverföring ill hemlande ökar då den globala eferfrågan på de inhemska exporvarorna, vilke även leder ill a deras pris ökar med en real appreciering som följd. Lane och Milesi- Ferrei (2000) härleder en ineremporal opimeringsmodell där ransfereringseffeken isälle verkar genom prise på non-raded goods. Sambande anas gälla bland anna då högre inkomser driver upp priserna på non-radable fakorer (facors), såsom mark, och därigenom 12 Vilke har visas både eoreisk och empirisk av Rogers and Jenkins (1995). 13 Se exempelvis Krugman (1999). 12

14 öka prise på non-radable goods, och då högre inkomser påverkar arbesubude negaiv, vilke diskueras ovan. Dessuom kan påverkan vara a väna då ransfereringen ger upphov ill en inkomseffek med ugångspunk i ekonomins eferfrågesida, hel lik den som diskueras i avsni 3.1, sycke 5. Lane och Milesi-Ferei (2000, 2002 ) ger empiriska belägg för ransfereringseffeken då denna approximeras med hjälp av variabeln Ne Foreign Asses, dea för omfaande paneldaa liksom i en landsspecifik analys. Nilsson (2002) noerar a de långsikiga sambande även förekommer i svenska daa. I sin sudie från 2002 visar Lane och Milesi-Ferrei den eoreiska, såväl som den empiriska, relevansen i a dela upp sambande mellan Ne Foreign Asses och den reala växelkursen i (a) sambande mellan Ne Foreign Asses och handelsbalansen och (b) sambande mellan handelsbalansen och den reala växelkursen. Efersom förändringar i länders handelsbalanser kan förvänas orsaka skif i inernaionella relaivpriser, vilke i sin ur ger ändrade byesvillkor och förändrad real växelkurs, argumenerar förfaarna för a konroll för denna variabel är nödvändig då handelsbalansen används för a approximera ransfereringseffeken. Den kvarvarande relaionen mellan handelsbalansen och den reala växelkursen anas då gå igenom någon annan kanal, såsom relaivprise på non-raded goods. Moiveringen för denna påverkanskanal blir naurligvis idenisk med den som diskueras för approximaionen Ne Foreign Asses ovan. A skaa ransfereringseffeken med hjälp av handelsbalansen har visas empirisk gångbar. Lane och Milesi-Ferrei (2002) noerar, i sin analys av 20 OECD-länder, a sörre handelsundersko, illsammans med sörre produkiviesillväx sam förbärade byesvillkor, leder ill real appreciering. Bergvall (2002) finner a dessa långsikiga samband även gäller för de fyra nordiska länderna. I denna undersökning kommer båda approximaionerna av ransfereringseffeken; Ne Foreign Asses och handelsbalansen, alernaiv a esas. 13

15 3.3 Inhemsk och uländsk realräna Som beskrivis i kapiel 2 gäller RERI-sambande, de mellan real växelkurs och real räna, enlig BEER-meodiken, endas mellan- och korsikig dynamik. Enlig mer radiionell eoribildning förvänas dock a en högre inhemsk realräna i förhållande ill ulande kommer a leda ill en appreciering av den reala växelkursen även på lång sik. Den förvänade framida växelkursen [ ] E +, anas då vara konsan i ekvaion (2), ovan. 14 Tidigare empiriska q k sudier av bland andra MacDonald (1998) och Bagachi e al (2003) har visa på signifikana långsikiga RERI-samband. 15 Maeso-Fernandez e al (2001) argumenerar i sin sudie av långsikiga påverkansfakorer på euron, för a även konrollera för långsikig påverkan från realränan. Då sudien endas gäller e dryg 20-år lång idsinervall råder nämligen, enlig förfaarna, vekan om en exkludering av realränan kan moiveras. Med dessa argumen väljer även jag a här enaiv konrollera för långsikig påverkan av inhemsk och uländsk realräna. 3.4 Sammanfaande kommenar Ovan förda resonemang kring poeniella påverkansfakorer av den långsikiga reala jämviksväxelkursen har resulera i följande hypoeiska modell: q = f inhemsk/ uländskbnp, oljepris, NFA, handelsbalans, inhemsk/ uländsk Re alräna Den reala växelkursen kan förvänas apprecieras vid sörre inhemsk produkivie eller högre inhemsk realräna visavi ulande och vid sörre fordringar på omvärlden i form av posiiva värden på Ne Foreign Asses och de handelsundersko som dea illåer. En real depreciering är däremo a väna vid höj oljepris, högre uländsk produkivie och realräna. 14 För uveckla eoreisk resonemang se Dornbush (1976). 15 MacDonald (1998) visar på signifikana långsikiga samband för USA, Tyskland och Japan under perioden Bagachi e al (2003) kan endas ueslua ränedifferenialen från de långsikiga jämviksförhållande i vå av nio små öppna ekonomier i si sickprov. MacDonald och Nagayasu (1999) finner söd för e långsikig samband för en panel av 14 OECD-länder. 14

16 4 Empirisk meod Nedan beskrivs den empiriska meod i form av enhesroses och koinegraionsanalys som använs för a uppfylla uppsasens syfe, de vill säga a avgöra vilka fundamena som påverkar den svenska reala växelkursens långsikiga jämviksmedelvärde och därmed orsakar avvikelser från villkore om relaiv köpkrafsparie. 4.1 Enhesroses För a på e korrek sä kunna analysera samband mellan ekonomiska idsserier är de vikig a känna ill deras inegraionsgrad, I(d). 16 Om regression uförs för serier med olika inegraionsgrad är risken sor a skaningen resulerar i falska samband, så kallade spuriösa regressioner. Dea blir dock ine falle om de icke-saionära variablerna kan kombineras linjär så a de illsammans ugör en saionär variabel. Man säger då a dessa variabler ugör en koinegrerarande relaion; a de finns e långsikig jämviksförhållande dem emellan. Efersom denna uppsas syfar ill a analysera en sådan långsikig relaion inleds den ekonomeriska analysen med es för enhesro. En rad olika eser har uvecklas i syfe a skaa idsseriers inegraionsgrad. I empiriska sudier används ofa Augmene Dickey Fuller (ADF)-ese. Dea es har dock visas ge beydlig mindre rovärdiga resula än de modifikaioner som preseneras i senare lieraur (Maddala och Kim 1998:145f). En sådan förbärad varian av ADF-ese har preseneras av Ellio (1996). Dea nya, så kallade, DF-GLS-ese visas här ha beydande sörre syrka än ADF-ese, särskil i siuaioner när en okänd konsan eller rend kan föreligga i idsserien. 17 Både ADF och DF-GLS-ese har dock kriiseras för a de enderar a ine förkasa nollhypoesen om icke-saionarie i små sickprov. 18 Tes för inegraionsgrad kan även genomföras i Johansens meod för koinegraionsanalys som diskueras nedan. 16 Med (svag) saionarie menas a en idsseries medelvärde och varians är konsana över iden. Om en idsserie måse differenieras d gånger innan den blir saionär innehåller den d enhesröer. Förekomsen av en enhesro innebär a variabeln är inegrerad av grad e, I(1) och dess försadifferens är saionär, vå enhesröer, I(2), a dess andradifferens är de, och så vidare. 17 DF-GLS ese rekommenderas och illämpas av bland andra Maeso-Fernandez e al (2001) och Ahking (2002). 18 Juselius (2003) undersryker viken av a vara försikig med a uppfaa icke-saionarieen som en egenskap hos variabeln i sig. Tesresulae visar snarare de saionära eller icke-saionära egenskaperna för variabeln i de givna sickprove. 15

17 4.2 Koinegraionsanalys Begreppe koinegraion beskriver a de mellan e fleral variabler, exempelvis y och x, som är inegrerade av grad I(d) exiserar en vekor β som är sådan a felermen från regressionen ( u = y βx ) är inegrerad av en lägre ordning ( d b) I där b>0. Den ekonomiska olkningen av en koinegrerande relaion är a de exiserar en långsikig jämvik mellan de variabler som ingår i den koinegrerande variabelvekorn, och a denna jämvik kommer a vara konsan över id och åersällas efer sörningar. Felermen från den koinegrerande relaionen kan i sin ur olkas som e må på hur mycke syseme avviker ifrån den långsikiga jämviken vid en viss idpunk. (Harris 1996, kap.1) E fleral meoder har uvecklas för a undersöka koinegraion. 19 Om de daamaerial som ska analyseras innehåller många variabler, om de kan änkas exisera fler än en koinegrerande relaion dem emellan, och om man ine är säker på a alla variabler uom den beroende är (svag) exogena i sambande, är den mulivariaa VAR-meodiken uvecklad av Johansen (1988) a föredra (Harris 1996) Johansen-meoden I en VAR (Vecor Auoregression)-modell, förklaras en variabelvekor x, besående av n sycken poeniell endogena variabler, av värdena från samliga variabler i vekorn i idigare perioder. Modellen kan skriva som x 1... μ + ψd + ε = 1,..., T (8) = A x Ak x k + 0 där ε ~ IN p ( 0, ) är en ( 1) μ en ( 1) vara fixa. Vidare är 0 n mariser som ska esimeras och n vekor av felermer som ugör vi brus 20, och x 0,... x k + 1 anas n vekor av konsaner, i A är de ( n) D ugör en vekor av deerminisiska och exogena variabler med sina respekive paramerar givna i marisen ψ. En omskrivning av VAR-modellen ill sin Error Correcion Form gör a vi kan skilja mellan saionarie i syseme som uppkommi genom a variabler kombineras linjär och illsammans ugör saionära enheer, de koinegrerande relaioner som 19 Se Harris (1996) för en genomgång. 20 Residualerna är normalfördelade med medelvärde noll, konsan varians och fria från auokorrelaion. 16

18 diskueras ovan, och sådan saionarie som uppkommi genom differeniering. Dea gör a de lång- respekive korsikiga sambanden i variabelvekorn kan urskiljas och analyseras separa. 21 Dessuom resulerar omskrivningen i a problem med mulikollinearie, som annars är vanlig förekommande i VAR-modeller, minskar. I sin VEC (Vecor Error Correcion)-form ser modellen u som följer: Δx = μ 0 + Γ1 Δx Γ Δx + x + ψd + ε. (9) 1 k 1 k 1 k Här är Γ i = ( I A1... A i ), ( i = 1,..., k 1), och = ( I A1... A k ) 22. Vidare represeneras de korsikiga relaionerna av Γ i ; i sycken ( n n) parameermariser, och informaionen om de långsikiga sambanden finns i ( n n) -marisen. Värde på k, lag-längden, säs så a de cenrala anagande om modellens residualer; a de ugör vi brus, blir uppfyll. Anale laggar kan avgöras genom konsulaion av Akaike, Schwarz och Hannan-Quinns informaionskrierier. Dessa kan dock endas förvänas ge rävisande ufall då modellens är korrek specificerad. Auokorrelaion som uppkommi ill följd av felspecifikaion bör ine ågärdas genom a illföra fler laggar ill syseme då dea endas leder ill överparamerisering och orimliga koefficienesima. Isälle bör man i sådana siuaioner infoga dummyvariabler för a inkludera beydelsefulla poliiska eller insiuionella förändringar, göra modellen villkorlig på evenuella svag exogena variabler, konrollera variablerna för mäfel eller förändra mäperioden för a undvika fundamenala regimskif. I och med a x 1 inkluderas i modellen ovan måse probleme med spuriösa regressioner lösas: orikiga resula uppkommer ill följd av a -värden och sandardfel blir hel opåliliga då serier med samma inegraionsgrad skaas i en gemensam ekvaion. Av dea följer a Π aningen är lika med noll; om inga koinegrerande relaioner, r, finns i daa, har full rank då ( n = r) och alla variabler i x är I(0), eller har reducerad rank då r ( n 1). De inressana falle är de sisnämnda och ugör kärnan i Johansen-meoden. Om falle med reducerad rank föreligger kan marisen fakoriseras i vå mariser n r (där r n ) enlig = αβ '. Marisen β anger då variabelkoefficienerna för den långsikiga relaionen, och α - koefficienerna visar hur snabb de olika variablerna reagerar på chocker, och driver syseme 21 Här används ermen långsikig samband för a beskriva en koinegrerande relaion mellan vå eller flera variabler med en inegraionsgrad som är sörre än noll, medan korsikig samband beskriver en siuaion när en saionär variabel är signifikan relaerad ill en koinegrerande relaion, eller ill en annan saionär variabel. 22 Se gärna Juselius (2003, kap 4) för yerligare informaion kring denna omskrivning. 17

19 illbaka mo långsikig jämvik. 23 Vekorn β ' x ugör således de upp ill ( n 1) saionära relaionerna i daa. Sysemes rank, anale koinegrerande relaioner, kan formell avgöras med vå huvudsakliga es; Rank-ese (Maximum Eigenvalue Tes) respekive Trace-ese (Trace Correlaion Tes). 24 Trace-ese har visas ge mer illförliliga resula i små sickprov och då daa uppvisar icke-normalie. Juselius (2003) varnar dock för a okriisk följa esens ufall, uan isälle beaka all illgänglig informaion vid val av rank. Föruom de formella esresulae bör således bland anna de grafiska represenaionerna av de koinegrerande vekorerna, och den ekonomiska olkningsbarheen av de esimerade vekorparamerarna, konsuleras. 25 När modellens rank är fassälld kan man, uifrån den informaion som finns i marisen Π, genom hypoeses avgöra om de finns söd för vissa hypoeser med ekonomisk innebörd. Tes av olika nollresrikioner på variabelmarisen β ', så kalla exkluderingses, kan avgöra om en variabel signifikan ingår i någon, eller några, av sysemes koinegrerande vekorer eller om den om den kan exkluderas ur dessa. Om alla β -koefficiener uom en kan säas ill noll i de långsikiga sambande innebär dea a den kvarvarande variabeln är saionär. Genom es av nollresrikioner på α -marisen kan man undersöka hur variablerna påverkar varandra. Om en viss variabel har haf inverkan på modellens övriga variabler på lång sik, uan a samidig påverkas av dem kallas dea för a variabeln är svag exogen (weakly exogeneous). En sådan hypoes mosvaras av a resikionen a alla variabelns α värden ine är signifikan kan skiljas från noll. När dea är falle finns de ingen anledning a inkludera variabeln i ekvaionssysemes vänsra led, uan den kan räknas som exogen given och bör, om den är signifikan där, begränsas ill sysemes korsikiga dynamik. 23 För en inuiiv diskussion av Error Correcion Terms, se Gujarai (2003:824 ff) 24 Tesprocedurerna förklaras uförlig i Juselius (2003, kap 8). 25 De är ine allid som en viss koinegrerande relaion kan ges en meningsfull ekonomisk olkning. Isälle är ekonomisk inressana samband ofa linjära kombinaioner av flera O-reducerbara koinegrerande relaioner (Juselius 2003:165). 18

20 4.2.2 Deerminisiska komponener Mulivariaa koinegraionsmodeller kan skaas med olika kombinaioner av konsan och rend i de kor- och långsikiga relaionerna; esregressionens differenierade respekive odifferenierade del. I empiriska sudier är de ofa ine kän på förhand om de undersöka variablerna har deerminisiska och/eller sokasiska render. Om variablernas sokasiska render ar u varandra i de koinegrerande relaionerna bör endas e inercep inkluderas i dessa, medan deerminisiska render bör åföljas av innefaande av en rend. Eviews illåer modellskaningar enlig de fem vanligase kombinaionerna av konsan och rend. 26 När de gäller a välja bland dessa specifikaioner väljer jag a följa rekommendaion i Juselius (2003). Med ugångspunk i a variablerna uppvisar linjära render, och uan några sarka anledningar a ro a dessa ar u varandra i de koinegrerande relaionerna, skaas förs en modell med konsan i ekvaionens differenierade del, och med konsan och rend i den odifferenierade. Efer de a sysemes rank besäms kan sedan rendens relevans i de långsikiga relaionerna avgöras med hjälp av resrikionses för rendkoefficienen. Om denna ine signifikan kan skiljas från noll används isälle den modellspecifikaion som endas innefaar inercep i båda ekvaionens delar. 27 I makroekonomiska idsserier förekommer ibland a yre fakorer påverka variablernas uveckling på e sä som sör den ekonomeriska analysen. Exempelvis kan poliiska beslu orsaka sora och emporära chocker när marknaden överreagerar på de nya direkiven. Efersom sådana ransioriska chocker orsakar negaiv auokorrelaion, icke-normalie och därigenom oillförliliga koefficienesima är de vikig a i modellspecifikaionen inkludera dummyvariabler som korrigerar för de skadliga exremvärdena (Juselius 2003:203). De gäller dock a korrek specificera dummyvariablerna i modellens vå delar. 28 När kvaralsdaa används bör även säsongsdummyvariabler illföras. De är här vikig a komma ihåg a inkludering av dummyvariabler påverka illförliligheen i den saisiska analysen. Liksom i falle med de deerminisiska komponenerna konsan och rend ovan är de också möjlig a innovaiva chocker inverka på e fleral variabler, och a effekerna ar u varandra i de koinegrerande relaionerna. 26 Se Juselius (2003:112f) för en uförligare beskrivning av dessa. 27 Efersom Eviews ine illåer för resrikionses för rendkoefficienen sker isälle dea avgörande genom konroll av dess -värde. 28 E permanen skif av medelvärde i modellens odifferenierade del bör exempelvis korrigeras med hjälp av en skifdummy i ekvaionens odifferendierade del, och denna variabels differens, en permanen blip, i den differenierade delen av ekvaionen. På mosvarande sä bör en permanen blip i den odifferenierade delen D = 0,0,0,...,0,1, 0,5, 0,5,0,...,0,0,0, i den differenierade. mosvaras av en ransiorisk blip, såsom [ ] r, 19

21 5 Daa Sudien har uförs på kvaralsdaa från försa kvarale år 1980 ill kvaral fyra år Tidsserierna för den uländska ekonomin har vikas enlig inernaionella valuafondens TCW (Trade Compeiiveness Weighs)-viksysem 29. Daa för den svenska reala växelkursen vikad enlig dea sysem har inhämas från Konjunkurinsiue, och övriga idsserier från IMF: s daabas Inernaional Financial Saisics (IFS). Samliga variabler föruom Ne Foreign Asses, den inhemska och uländska ränan, har logarimeras. Real växelkurs, q, har skaas på basis av TCW-vikerna och med prisnivåerna i den inhemska och uländska ekonomin mä med hjälp av konsumenprisindex. 30 Prisnivåerna har mäs med konsumenprisindex för de berörda lande. Som må för Ne foreign Asses, nfa, har IMF: s daaserie över svenska Ne Foreign Asses gjors om ill reala ermer genom a serien i varje period delas med svensk konsumenprisindex. 31 Handelsbalansen, hb, ugörs av kvoen mellan svensk impor och exporvolym, och oljeprisvariabeln har konsrueras genom a IMF: s genomsniliga världsoljeprisserie gjors om ill reala ermer enlig ovan nämnda meod. Produkivieen för Sverige, y, och ulande, y*, har approximeras med IMF: s BNPindex med basår 2000, vilka deflaeras med hjälp av de medföljande deflaorserierna. Förhoppningen är a dea val av daa ska ge hög jämförbarhesgrad mellan olika länder. För den uländska ekonomin har de reala BNP-serierna vikas med ovan nämnda TCW-viker 32. Produkiviesdifferenialen ugörs av differensen mellan inhemsk och uländsk BNP, y-y*, i varje idsperiod. Sluligen definieras realräneserierna, r och r*, som den nominella ränan på långa sasobligaioner minus den förvänade inflaionen, vilken approximeras med hjälp av konsumenprisindex försa differens. 33 Den uländska realränan har med hjälp av TCWvikerna skaas uifrån uländska sasobligaionsränor och konsumenprisindex Nilsson (1999) visar a ufalle av vikning med de re sora viksysemen, TCW, MERM och Bilaerala handelsviker, all anna lika, skiljer sig mycke lie å. Vikerna åerges i Appendix A, Tabell A n Serien har skaas med hjälp av vikerna för land i, w i, enlig E i Pi q = w i ln där wi ugör 1= 1 P TCW-viken för land i, E i är Sveriges nominella växelkurs genemo land i mä i svenska kronor per uländsk valuaenhe, P är den uländska prisnivån för land i och P den svenska. i 31 Daa för NFA age från denna daabas används även av Lane och Milesi-Ferrei (2000) och (2002). Dock ingick ine Sverige i någon av dessa sudier. 32 Daa saknades för Irland och Nya Zeeland, 0,91 procen av variaionen, se Tabell A Tidigare sudier visar a de främs är långa ränor som har långsikig samband med den reala växelkursen. Se exempelvis Maeso-Fernandez e al. (2001) och MacDonald och Nagayasu (2000). 34 Serierna var ine illgängliga för Öserrike, Finland, Irland, Ialien, Spanien eller Porugal, oal 12,48 procen av den oala variaionen, se Tabell A.1. 20

22 6 Empiriska modeller och resula Den empiriska sudien inleds med en grafisk inspekion av modellens variabler, varpå seriernas inegraionsgrad avgörs med hjälp av formella es. Uifrån denna informaion skaas e anal VAR-modeller för undersökning av de långsikiga sambande. Avsluningsvis jämförs de mes rovärdiga skaade jämvikssambande med den reala växelkursens fakiska nivå i en enaiv grafisk analys Grafisk analys Linjära grafer för de undersöka variablernas nivå och försa differens har placeras i Appendix A, Figur 1. Uifrån dessa diagram kan man skapa sig en försa uppfaning om variablernas inegraionsgrad, evenuell säsongsvariaion, regimskif och/eller exremvärde som kan komma a påverka senare analys. Uifrån illusraionen av den reala växelkursens försa differens kan noeras a serien förefaller ha klar sörre varians sedan niioales inledning, förusa a man borser ifrån de vå sora devalveringarna i början av 80-ale, vilka syns ydlig. Dea verkar logisk med anke på a övergången från fas ill flyande växelkurs år 1992 roligen har le ill snabbare anpassningar i serien då den nominella växelkursen illåis skifa. 36 I samband med de penningpoliiska regimskife syns även den krafiga depreciering som inräffade då kronan illäs flya fri. För variabelns nivå verkar denna uveckling le ill e permanen högre medelvärde. Även för variabeln Ne Foreign Asses noeras e ydlig exremvärde år För serien över handelsbalansen noeras en rend mo sörre handelsöversko 37. Svensk och uländsk oupu, liksom differensen dem emellan, uppvisar ydlig säsongsvariaion 38. I den svenska oupuserien syns e rendbro vid övergången från flyande ill fas växelkurs. Vidare visar uvecklingen av den svenska respekive uländska ränan generell se sora likheer med varandra i och med negaiva render i nivåerna och mindre varians under senare perioder. Sluligen visar oljeprisserien på krafiga exremvärden vid oljeprischocken 1980, oljeprises sammanbro ill följd av oenighe i OPEC-karellen år 1986 och Kuwaikrige år Samliga skaningar och es har uförs i Eviews. 36 Skife av växelkursregim har på dea sä med sörsa säkerhe påverka den reala växelkursens korsikiga dynamik, de vill säga hur serien når jämvik. De finns dock ingen anledning a ro a den långsikiga dynamiken, de fakorer som besämmer seriens långsikiga jämviksförhållande såsom exempelvis oljepriser, skulle påverkas av regimskife. Se Larsson (2002) för empiriska bevis av dea anagande för svenska daa. 37 Observera a högre värden på serien hb, definiera som imp/exp, innebär sörre handelsundersko. 38 Denna variaion visades vara signifikan, och re säsongsdummyvariabler illförs modellen (som skaades med konsan). Enhesroseserna ufördes efer de a serierna säsongsjuseras med hjälp av Tramo/Seas. 21

23 6.2 Enhesroses Seriernas inegraionsgrad esas formell med hjälp av ADF- och DF-GLS-esen. Anale laggar valdes per auomaik uifrån Schwarz informaionskrierie. Resulaen av eserna redovisas i Tabell A.2 i Appendix A. Både ADF och DF-GlS-ese anger ydlig inegraion av grad e för den reala växelkursen, Ne Foreign Asses och oljeprise. Handelsbalansen är inegrerad av grad e enlig ADF-ese, medan DF-GLS-ese anger icke-saionarie för den försa differensen, såvida ine en rend och konsan infogas i ekvaionen. Tros a serien ser u a ha en lä rend i försa differensen är de här svår a vea vilke anagande som är mer korrek. Tesresulaen för inhemsk och uländsk oupu ser u på e liknande sä. Till skillnad från handelsbalansen visar dock även es av seriernas andra-differenser på icke-saionarie. Dea yder på a seriernas respekive render i de relaiv lilla sickprove gör a esen misslyckas med a korrek avgöra inegraionsgraden. Efersom idigare sudier av variablerna ger sark söd för en enhesro i samliga re variabler väljer jag a lia på ADF-eses resula i dessa fall. För räneserierna visar ADF-ese på saionarie i nivån give a både rend och konsan infogas i esekvaionerna. DF-GLS-ese syrker dea resula endas för den uländska ränan. Uifrån seriernas grafiska useende kan yckas a denna specifikaion är korrek (Appendix A, Figur A.1), men dea är yers svår a vea med säkerhe. Resulae för undersökningen av realränorna blir således a de ine går a dra någon säker slusas om realräneseriernas inegraionsgrad. Avsluningsvis visar resulaen av enhesrosesen för ränedifferenialen ensidig på saionarie i nivån för denna serie. 6.3 På jak efer relevana fundamena Fyra olika mulivariaa koinegraionsmodeller skaades uifrån olika kombinaioner av de förklarande variablerna. I undersökningens försa seg besämdes anale laggar genom konsulaion av Akaike, Schwarz och Hannan-Quinns informaionskrierier. Angivelserna konrollerades genom LM-es för auokorrelaion av ordningen e ill fyra. I de andra sege valdes anale koinegrerande relaioner uifrån resula av Trace- och Rank-es. Relaionerna normaliserades med avseende på den reala växelkursen. Efer dea esades resrikioner för -marisens esimerade α - och β -koefficiener. Undersökningens resula redovisas i Tabell 1 nedan. Resula för variabeln Ne Foreign Asses och relaiv BNP per capia redovisas ine efersom modellskaningarna ine angav någo långsikig samband mellan någon av dessa variabler och den reala växelkursen. 22

24 6.3.1 Deerminisiska komponener I skaningarna inkluderades säsongsdummyvariabler, liksom dummyvariabler för exremvärden som uppkommi i samband de svenska devalveringarna 1980 och 1882, skife av växelkursregim 1992, sam för oljeprischockerna 1980, 1986 och 1990 i de modeller där oljeprisvariabeln ingår. Efer sudier av de grafiska represenaionerna infogas permanena blipdummys för idpunkerna 1980q4,1986q1, 1992q4, 1981q4 och 1982q4, sam en ransiorisk blipdummy (se no 28) för 1990q3,4 ill 1991q1 i modellens differenierade del. I den odifferenierade delen infogas en permanen blipdummy vid 1990q3-4 och en nivåskifsdummy vid 1992q4. 39 E regimskif från fas ill flyande växelkurs 1992 kan dessuom ha orsaka mer grundläggande srukurella förändringar i modellen dynamik. När den nominella växelkursen illås variera kan vi nämligen ana a den reala växelkursen snabbare åervänder ill si jämviksvärde än om denna process måse drivas av mer rögrörliga priser. Dea kan dock främs anas orsaka förändringar i den korsikiga dynamiken; hur syseme åersälls ill jämvik, medan de långsikiga sambande, den koinegrerande vekorn, påverkas mindre eller ine alls. För diskussion och empiriska resula som syrker dea resonemang, se Larsson (2003). Vidare visar Nilsson (2002) a den koinegrerande vekorns parameeresima ine påverkas nämnvär då man i modellen illåer koefficienesimaen a variera mellan de vå regimerna. Med söd i denna lieraur väljer jag a ine a hänsyn ill regimskife anna än genom ovan angivna dummyvariabler. Specificeringen för de deerminisiska komponenerna konsan och rend har som idigare nämns avgjors enlig rekommendaion i Juselius (2003). Resulaen redovisas i Tabell Trenkel (2005) visar hur felakig uelämnande av en nivåskifsvariabel i koinegraionsesekvaionen leder ill missvisande inferens i form av a färre koinegrerande vekorer än de fakiska anale anges av esen. Se även exempel på infogande av dummy för nivåskif i Juselius (2003, kap 5). 23

25 6.3.2 Modell 1 Modell 1 skaas i avseende a undersöka om de i daa finns söd för a RERI-sambande, ekvaion (2) ovan, även skulle gälla på lång sik, vilke visas i idigare empiriska sudier. Lag-längden säs ill e vilke ger a residualerna blir fria från auokorrelaion. Båda Traceoch Rank-ese visar på en koinegrerande vekor. Exkluderingses för de ingående variablerna visar dock a reala växelkursen kan uesluas ur de långsikiga jämvikssambande. Dea resula visar sig vara robus för olika specificeringar av deerminisiska komponener och jag drar därför slusasen a den svenska respekive den uländska ränan ine koinegrerar med den svenska reala växelkursen. A de ine föreligger någo långsikig jämvikssamband mellan dessa variabler ligger i linje med resulae i Edison och Pauls (1993), Nilsson (2002) och Larsson (2002). Inga es uförs för realränedifferensen efersom denna variabel visas vara saionär i idigare genomförda enhesroses. När de gäller ränevariablernas korsikiga påverkan blir skaningens ufall ine lika ydlig. Med -värden på 1,75 för den inhemska, och -1,64 för den uländska ränan är korsikig påverkan knappas fassälld, men kan ine heller hel förkasas. Om realränevariablerna är saionära kan dea resula dessuom vara missvisande ill följd av a variablerna överdifferenieras i modellen. Sammanage visar esresulae för Modell 1 a RERI-sambande ine verkar gälla på lång sik, men a korsikig påverkan ine kan uesluas. Dungey (2002) illskriver misslyckanden ill a empirisk fassälla långsikiga samband mellan realräna och real växelkurs ill förekomsen av fasa växelkursregimer. De fakum a Sverige för en sådan poliik under hälfen av den idsperiod som undersöks här skulle således kunna vara orsaken ill analysens ufall. Dea moiverar evenuell framida undersökningar av RERI-sambande då svenska daa för en längre idsperiod flyande växelkursregim finns a illgå. 24