Inflation och skevhet i fördelningen av relativprisförändringar

Transkript

1 NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala Universie Uppsas forsäningskurs D Förfaare: Linnéa Grenevall Handledare: Nils Gofries VT 2005 Inflaion och skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar

2 Sammanfaning Syfe med denna uppsas är a undersöka vilken beydelse varians och skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar har vid förklaring av Irlands och Tysklands inflaionsuveckling. Genom esimering av Phillips-kurvor, med och uan varians- och skevhesmåen inkluderade, finner jag a de i enlighe med eorin och i likhe med idigare sudier exiserar e posiiv samband mellan skevhesmåe och inflaion. En posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar bidrar således ill en hög inflaionsnivå. Resulae av mina skaningar visar a modellens förklaringsgrad förbäras avsevär för Tyskland när varians- och skevhesmåen inkluderas. Även för Irland förbäras modellens förklaringsgrad, men förbäringen är beydlig mindre. Nyckelord: valuaunion, inflaionsskillnader, skevhe, relaivprisförändringar, ubudschock 2

3 Innehållsföreckning. INLEDNING INFLATIONSSKILLNADER INOM VALUTAUNIONEN INFLATIONSSKILLNADER BAKOMLIGGANDE ORSAKER TILL INFLATIONSSKILLNADER Konvergens mo en gemensam prisnivå Balassa-Samuelsson-effeken Sörningar på olika marknader i valuaunionen FÖLJDER AV INFLATIONSSKILLNADER Val av lämplig penningpoliik Realränan påverkas SKEVHET I FÖRDELNINGEN AV RELATIVA CHOCKER OCH INFLATION TRÖGHET I PRISANPASSNINGEN ÖVRIGA STUDIER EMPIRISK STUDIE MODELLSPECIFIKATION DATA Variabelbeskrivning Saionärie RESULTAT SLUTORD LITTERATURFÖRTECKNING

4 . Inledning Prissabilie i form av låg inflaion är de övergripande måle för den Europeiska valuaunionens penning- och valuapoliik och anken är a ländernas inflaionsnivåer ska närma sig varandra (EU-upplysningen). Efer valuaunionens början 999 har dock beydande inflaionsskillnader noeras bland medlemsländerna. Irland är e av de länder som haf beydlig högre inflaion än valuaunionens genomsni och Tyskland är e av de länder som isälle haf lägre inflaion än genomsnie. En förklaring ill dessa skillnader kan vara a medlemsländernas ursprungliga prisnivåer skiljde sig å och a avvikande inflaionsaker då är en anpassning ill en gemensam prisnivå (Honohan & Lane 2003). En annan förklaring är den så kallade Balassa-Samuelsson-effeken, som visar a inflaionsskillnader kan uppså på grund av a produkiviesillväxen skiljer sig å mellan indusri- och jänsesekorn (EEAG 2004). Dessa förklaringar as upp mer ingående i avsni (2.2). Tillfälliga inflaionsskillnader kan även förklaras uifrån skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar 2. Relaivpriser förändras i samband med a ubudschocker inräffar på olika marknader, genom a en del relaivpriser siger och andra relaivpriser faller. På grund av rögheer i prisanpassningen kan fördelningen av relaivprisförändringar som följd bli posiiv eller negaiv skev. Denna eori uvecklades av Ball och Mankiw (995) och baseras på anagande a föreag endas juserar sina priser när sora chocker inräffar och ine vid små chocker på grund av a de är kossam a ändra prise. Sora chocker har således oproporionerliga effeker på prisnivån och inflaionen beror därför på fördelningen av relaivprisförändringarna. Inflaionen ökar illfällig om fördelningen av relaivprisförändringar är posiiv skev och minskar illfällig om fördelningen isälle är negaiv skev. Dessuom försärks en posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar av ökad varians i fördelningen, vilke medför a inflaionen då ökar yerligare. (Ball & Mankiw 995) Syfe med min uppsas är a undersöka varians- och skevhesmåens beydelse vid förklaring av inflaionsuvecklingen i vå av valuaunionens medlemsländer, Irland och Den Europeiska valuaunionen kommer forsäningsvis endas a kallas valuaunionen. 2 Med relaivpris menas prise på en vara i ermer av en annan vara. 4

5 Tyskland. Förbäras inflaionsmodellen om dessa må inkluderas? Kan skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar vara en förklaring ill inflaionsskillnaderna mellan valuaunionens medlemsländer? Anledningen ill a jag har val a sudera jus Irland och Tyskland är a dessa länder har befunni sig i mosaa ekonomiska siuaioner efer inräde i valuaunionen och a de därför är inressan a undersöka ifall resulaen skiljer sig å mellan länderna. Den ekonomiska siuaionen i dessa länder har vari exrem efer inräde i valuaunionen. Irland har haf beydande problem med en överhead ekonomi, medan Tyskland isälle har få erfara en ekonomisk kris med låg illväx och hög arbeslöshe. Uppsasen inleds med e konsaerande a de förekommer inflaionsskillnader mellan valuaunionens medlemsländer. Därefer följer en diskussion om bakomliggande orsaker ill inflaionsskillnader inom valuaunionen och de konsekvenser som följer. Dea för a läsaren ska få en uppfaning om varför inflaionsskillnader bland valuaunionens medlemsländer anses vara e problem. Sedan följer en beskrivning av sambande mellan skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och inflaion och idigare sudier inom dea område as upp. Efer dea redovisas modellerna som använs för a undersöka varians- och skevhesmåens beydelse vid förklaring av Irlands och Tysklands inflaionsuveckling. Daamaeriale beskrivs och därefer redovisas och olkas resulaen uifrån de genomförda regressionerna. Uppsasen avsluas med en sammanfaande diskussion och slusas. 2. Inflaionsskillnader inom valuaunionen Debaen kring medlemskape i valuaunionen har ill sor del handla om valuaunionens gemensamma penningpoliik och de problem som kan uppså när medlemsländerna ine längre kan använda penningpoliik som e sabiliseringspoliisk verkyg. I dea avsni ar jag upp bakomliggande orsaker ill varför inflaionsskillnader har uppså mellan medlemsländerna och varför de anses vara e problem. Bland anna as eferfråge- och ubudschocker upp som en orsak ill inflaionsskillnader, vilka har diskueras som e av de huvudsakliga problemen med en gemensam penningpoliik. 5

6 2.. Inflaionsskillnader Under andra halvan av niioale konvergerade medlemsländernas inflaionsaker i syfe a uppfylla valuaunionens konvergenskrierium angående prissabilie, men efer valuaunionens början har inflaionsskillnader åerigen öka mellan medlemsländerna. Inflaionsuvecklingen för valuaunionens medlemsländer under perioden 992 ill 2004 visas i figur (). Inflaionsuvecklingen har beräknas som procenuell årlig förändring uifrån respekive land konsumenprisindex. 20 Figur : Inflaionsuveckling för valuaunionens medlemsländer BELGIEN FINLAND FRANKRIKE GREKLAND IRLAND ITALIEN LUXEMBURG NEDERLANDERNA OSTERRIKE PORTUGAL SPANIEN TYSKLAND Källa: OECD Economic Oulook. Figuren visar ydlig hur medlemsländernas inflaionsaker konvergerade under niioale. Ur figuren är de även möjlig a urskilja a Irlands inflaionsak har lega på opp bland medlemsländerna efer inräde i valuaunionen 999 och a Tysklands inflaionsak isälle har lega bland de lägsa nivåerna. Inflaionsskillnaderna inom valuaunionen anas öka yerligare i framiden, då de nya medlemsländerna i EU förvänas gå med i valuaunionen (Honohan & Lane 2003). Anledningen ill dea anagande är a de nya medlemsländerna känneecknas av högre produkiviesökningar inom indusrisekorn jämför med de äldre medlemsländerna och a inflaionsaken därför blir högre i dessa länder (Calmfors 2004). Denna effek kallas Balassa- Samuelsson-effeken och förklaras mer ingående i avsni (2.2.2). 6

7 2.2. Bakomliggande orsaker ill inflaionsskillnader Konvergens mo en gemensam prisnivå En förklaring ill de observerade inflaionsskillnaderna bland valuaunionens medlemsländer är a prisnivån i de olika länderna skiljde sig å inledningsvis. För a konvergens mo en gemensam prisnivå ska vara möjlig är de nödvändig a priserna siger snabbare i medlemsländer med relaiv låga priser än i medlemsländer med relaiv höga priser. Dea medför a inflaionen förvänas bli relaiv hög i medlemsländer med låga priser och relaiv låg i medlemsländer med höga priser. Avvikande inflaionsaker kan således anses vara nödvändig för a konvergens mo en gemensam prisnivå ska kunna uppnås (Honohan & Lane 2003) Balassa-Samuelsson-effeken En annan förklaring ill inflaionsskillnader mellan valuaunionens medlemsländer är den så kallade Balassa-Samuelsson-effeken, som baseras på skillnader i produkivie mellan olika sekorer. Skillnader i produkiviesillväx mellan indusri- och jänsesekorn 3 leder ill förändringar i relaivpriser, vilke i sin ur medför förändringar på variabler såsom real växelkurs och inflaionsak. Anledningen ill dea är a produkiviesvinser inom indusrisekorn resulerar i högre löner, som sedan sprids ill jänsesekorn. Då produkiviesökningen är beydlig lägre inom denna sekor kan lönerna endas siga om relaivpriser för denna sekor siger (EEAG 2004). Prise på varor som ine handlas över gränserna kommer således a skilja sig å mellan länderna och den aggregerade prisnivån, som kombinerar priser inom indusri- och jänsesekorn, kommer därför a vara högre i e land där produkivieen inom indusrisekorn är hög jämför med jänsesekorn (EEAG 2002). För valuaunionen innebär Balassa-Samuelsson-effeken således a medlemsländer med en relaiv hög produkiviesillväx inom indusrisekorn upplever en real appreciering, vilke innebär sigande relaivpriser. Inflaionsaken i dessa medlemsländer blir därmed förhållandevis hög jämför med medlemsländer som isälle har en relaiv låg produkiviesillväx inom indusrisekorn. E anal empiriska sudier har funni söd för Balassa-Samuelsson-effeken, men beydelsen av denna effek varierar mellan sudierna. Den övervägande delen av sudierna menar a denna effek är relaiv lien, men samidig menar en del a effeken är beydande (EEAG 3 Indusrisekorn producerar varor för urikeshandel och jänsesekorn producerar varor för hemmamarknaden. 7

8 2004). Exempelvis finner Kasimi (2004) a en produkiviesskillnad mellan indusri- och jänsesekorn har en posiiv effek på inflaionen i Tyskland, medan Honohan och Lane (2003) menar a Balassa-Samuelsson-effeken har en lien beydelse, om någon alls, vid förklaringen av inflaionsskillnader mellan valuaunionens medlemsländer Sörningar på olika marknader i valuaunionen Sörningar i form av eferfråge- och ubudschocker kan inräffa på olika marknader och påverka e lands eller e fleral länders produkion och prisnivå. En symmerisk sörning är gemensam för e fleral länder, medan en asymmerisk sörning isälle är landsspecifik. Dessa sörningar kan moverkas med hjälp av en akiv penningpoliik, då en jusering av ränenivån kan bromsa chockens effek på produkion och därigenom även prisnivån. Inom valuaunionen kan dock enskilda medlemsländer ine använda penningpoliik som e sabiliseringspoliisk verkyg. Dea då de i samband med inräde i valuaunionen förlorade sin penningpoliiska självsändighe ill den Europeiska Cenralbanken, ECB, som ansvarar för den gemensamma penning- och valuapoliiken. En asymmerisk sörning inom valuaunionen skulle isälle kunna moverkas genom sörre flexibilie på arbes- och varumarknaderna eller av en sabiliserande finanspoliik. Nedan förklaras innebörden med en eferfrågechock och en ubudschock sam dess följder beroende på om sörningen är gemensam för e fleral medlemsländer i valuaunionen eller om e enskil medlemsland drabbas. Eferfrågechock En eferfrågechock innebär a eferfrågan ökar eller minskar i förhållande ill ubude. Anledningen ill dea kan bland anna vara en förändring av de offenliga ugiferna eller a konsumenernas köpvillighe av någon anledning ändras. Vid en posiiv eferfrågechock, som ill exempel beror på ökade offenliga ugifer, ökar eferfrågan på varor och jänser vid given prisnivå, samidig som ubude hålls oförändra. Vid given ränenivå ökar då produkion och inkoms, vilke i sin ur leder ill högre inflaion. Ifall dea är siuaionen för sörre delen av euroområde är sörningen symmerisk och ECB höjer då ränan i e åsramande syfe för a undvika överhening av ekonomin. Kosnaderna för a låna pengar siger med ränenivån och en hög räna hindrar därför inveseringar och 8

9 hämmar produkionsuvecklingen. Dessuom medför den högre ränenivån a euron försärks genemo övriga valuor, vilke innebär a medlemsländernas varor blir relaiv dyra och uländska varor relaiv billiga. Exporen blir då mindre konkurrenskrafig, med minskad neoexpor som följd. Genom minskade inveseringar och apprecierad växelkurs har den högre ränan således en bromsande effek på produkions- och inflaionsökningen. Är eferfrågechocken isälle asymmerisk och följakligen endas påverkar e enskil medlemsland förblir den gemensamma ränan oförändrad. På grund av valuaunionens gemensamma penningpoliik kan de drabbade medlemslande ine a hjälp av en akiv penningpoliik för a moverka sörningens effeker. Efersom produkionsökningen i dea fall ine bromsas av en ränehöjning kommer produkionsökningen a vara högre än vid en symmerisk eferfrågechock. Inflaionen ökar således mer vid en asymmerisk eferfrågechock än vid en symmerisk eferfrågechock. Ubudschock En ubudschock innebär a ubude ökar eller minskar i förhållande ill eferfrågan. Tradiionella må på ubudschocker är förändringar i vissa relaivpriser, främs ma och energi, (Ball & Mankiw 995) men ubudschocker kan även uppså på grund av ill exempel förändrade nominella löner eller förändrad arbeskrafsprodukivie. Krafiga nominella löneökningar, ill exempel som följd av ökad mak hos fackförbunden, är e exempel på en ubudschock som leder ill en högre prisnivå och därigenom ökad inflaion. En högre nominell lön medför vid oförändrad prisnivå a även reallönen blir högre, vilke innebär a kosnaderna för föreagen ökar. Som kompensaion för de ökade kosnaderna ar föreagen u högre priser för sina varor (Eriksson 2004). De relaiva prise på dessa varor siger således och jämvik med e högre pris uppnås. Förusa a inga chocker inräffar på andra marknader siger även de nominella prise (Assarsson 2004). På grund av den reala apprecieringen blir inhemska varor relaiv dyra i förhållande ill uländska varor, varför neoexpor och produkion minskar vid given räna 4. Oavse om ubudschocken är symmerisk och drabbar e fleral av valuaunionens medlemsländer eller om den är asymmerisk och endas drabbar e enskil medlemsland 4 Marshall-Lerner villkore anas, vilke innebär a en real depreciering leder ill ökad neoexpor. För yerligare informaion, se Blanchard

10 kommer inflaionen a öka som följd av prisökningen. Inflaionsökningen bromsas dock någo av den minskade produkionen. Vid en asymmerisk ubudschock kan chockens effeker ine moverkas, då ränan är given. Vid en symmerisk ubudschock inom valuaunionen ger inflaionsökningen och den minskade produkionen illsammans en osäker effek på den gemensamma ränan. Om ECB priorierar låg inflaion framför låg arbeslöshe bör de höja ränan för a hålla inflaionen på en låg nivå. En höjd räna leder då ill a produkionen minskar yerligare och arbeslösheen ökar. På mosvarande sä kan ECB sänka ränan för a få far på produkionen och därigenom uppnå minskad arbeslöshe. Följden blir då isälle högre inflaion Följder av inflaionsskillnader Val av lämplig penningpoliik E problem med a inflaionsakerna bland valuaunionens medlemsländer skiljer sig å är a vale av lämplig penningpoliik för ECB försvåras. ECB konrollerar euroområdes aggregerade inflaion genom a jusera ränenivån med hjälp av reporänan, som är ECB:s vikigase penningpoliiska medel (EU-upplysningen). ECB ser ill uvecklingen i euroområde som helhe, och ine ill enskilda medlemsländer, när de besluar om vilken yp av penningpoliik som är lämplig. Dea kan leda ill a deras agerande får oönskade konsekvenser för enskilda medlemsländer som befinner sig i mosa ekonomisk siuaion jämför med övriga medlemsländer. Anledningen ill dea är a de enskilda medlemslande, på grund av sin ekonomiska siuaion, är i behov av e anna räneläge än övriga medlemsländer. (Gofries 2003a) Irland och Tyskland har, som idigare nämns, upplev skilda ekonomiska siuaioner efer inräde i valuaunionen. Irland har, med sin krafiga illväx och höga inflaion, vari i behov av a srama å ekonomin med hjälp av en hög räna. Tyskland har isälle vari i behov av en mer expansiv poliik med låg räna som hjälp för a komma ur den kris lande forfarande befinner sig i (Gofries 2003b). En höjd räna skulle hindra Tysklands möjligheer a få far på ekonomin, samidig som en sänk räna skulle späda på den redan höga Irländska inflaionen och landes ekonomi skulle riskera en överhening. 0

11 Realränan påverkas Inflaionsskillnader inom valuaunionen innebär dessuom a medlemsländernas realräna, de vill säga nominell räna minus inflaion, skiljer sig å ros a den nominella ränan är gemensam för dessa länder. Realränan är vikig för inveseringar och för e medlemsland med relaiv hög inflaion blir den låg, eller ill och med negaiv. En låg realräna innebär a de är billig a låna pengar och inveseringar ökar därför. Dea har vari siuaionen på Irland, vars realräna har vari den lägsa bland valuaunionens medlemsländer på grund av landes höga inflaionsnivå. Landes inveseringar har öka och de reala huspriserna har sigi (Honohan & Lane 2003). På mosvarande sä blir realränan isälle hög i e land med låg inflaion relaiv övriga medlemsländer, vilke medför a lånen då är kossamma, med minskade inveseringar som följd. Tysklands låga inflaionsnivå har medför a landes realräna har vari bland de högsa i euroområde, vilke är en anledning ill a landes ekonomiska siuaion ine har förbäras. Tabellen som följer visar Tysklands och Irlands realräna under perioden 995 ill Realränan har agis fram genom a korrigera OECD:s ineres rae, shor erm för inflaion, som har beräknas som procenuell förändring i konsumenprisindex. Tabell : Uveckling av realränan för Tyskland och Irland Tyskland 2, Irland Källa: OECD Economic Oulook. 3. Skevhe i fördelningen av relaiva chocker och inflaion På lång sik besäms inflaionen i försa hand av illväxen i ubude av pengar. På kor sik kan inflaionen isälle förklaras av relaivprisförändringar, som uppsår när sörningar i form av ubuds- och eferfrågechocker inräffar på olika marknader. Ball och Mankiw (995) presenerar i sin sudie en eori om ubudschocker, som baseras på skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och frikioner i den nominella prisanpassningen. Ball och Mankiws eori beskrivs i avsni (3..).

12 Ball och Mankiw (995) har undersök PPI, Producer price index, och har använ sig av amerikansk årsdaa mellan perioden 949 ill 989. De fann a skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar har variera påaglig över iden i USA. För vissa år har fördelningen vari relaiv symmerisk, medan den för andra år har vari krafig posiiv eller negaiv skev. De fann dessuom a skevhesmåe är posiiv relaerad ill prisnivån och därmed också inflaionsaken. Exempelvis ger modellen söd för sjuioales oljechocker. En oljechock är e ypexempel på en ubudschock med illfälliga effeker på inflaionen. En förklaring ill dea är a ubudschocker är ypiska relaivprisförändringar, som ofa uppsår i samband med bris på någo, ill exempel råvaror. Bris på olja medför a prise på olja blir hög i förhållande ill andra varor. Exempelvis kan oljechocker, som uppsår som följd av de oljeproducerande ländernas karell OPEC:s beslu om minskad oljeprodukion, medföra en uppgång av relaivpriser för oljeinensiva varor med procen. Vanligvis balanseras ine dessa relaivprisökningar av lika sora relaivprisminskningar i andra sekorer, vilke leder ill a fördelningen av relaivprisförändringar blir posiiv skev och a inflaionen då ökar illfällig. Denna eori förklaras mer ingående i avsni (3..). Ball och Mankiw (995) fann a en krafig ökning av prise på oljeinensiva varor genererade posiiv skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och därigenom sigande aggregerad inflaion. Sudien visar även a de finns e posiiv samband mellan variansen i fördelningen av relaivprisförändringar och inflaion, men dea samband är dock mindre vikig jämför med sambande mellan skevhe och inflaion. 3.. Tröghe i prisanpassningen Ball och Mankiw (995) ugår ifrån a de är kossam för föreag a ändra de fakiska priserna på grund av så kallade menu coss, som ill exempel är kosnader för a rycka nya kaaloger och informera säljare om de nya prise (Ball & Mankiw 995). Kosnaderna a ändra priserna kan vara så höga a de lönar sig för föreag a väna med, eller ill och med låa bli, a genomföra prisändringen. Dea innebär a prise ine nödvändigvis påverkas ros a olika förhållanden på marknaden förändras (Assarsson 2004). Nedan följer e exempel på när e föreag väljer a jusera prise eller ine. Kosnaden för e föreag a jusera prise är lika med föreages menu cos, som här anas vara lika med C. Väljer föreage a ine jusera priserna, ros a en sörning inräffa och relaivpriserna förändras, kommer föreage a uppleva a dess önskade pris skiljer sig från 2

13 de fakiska prise. Föreagen juserar priserna endas vid sora chocker, då vinsen av juseringen är illräcklig sor för a äcka prisändringskosnaderna. Om skillnaden mellan föreages önskade och fakiska pris är θ och föreages förlus på grund av denna skillnad anas vara θ 2, kommer föreage således endas jusera priserna om θ är sörre än C, de vill säga om kosnaden a ine jusera prise är högre än kosnaden a jusera prise. Vid en mindre chock äcks ine föreages menu coss och föreagen ändrar då ine priserna. Sora chocker har således oproporionerliga effeker på prisnivån på kor sik och chockens fördelning kan därför påverka prisnivå och inflaion. (Ball & Mankiw 995) Som följd av a föreagens önskade relaivpriser förändras kommer en del fakiska priser a siga och en del a falla. Fördelningen av relaiva chocker besämmer föreagens önskade relaivprisförändringar och anas ha medelvärde noll, vilke innebär a prisnivå och inflaion förblir oförändrade ifall samliga priser juseras. Då föreagen endas juserar priserna vid sörre chocker kommer chocker inom en del av denna fördelning, passiviesområde, ine a medföra några prisändringar. Chockerna inom dea område är således för små för a de ska vara lönsam för föreagen a jusera priserna. (Ball & Mankiw 995) Följande figurer, (2)-(4), visar hur skevheen i fördelningen av relaiva chocker påverkar prisnivån. På den verikala axeln mäs chockernas frekvens och på den horisonella axeln mäs chockernas sorlek. I de skuggade delarna är chockerna så sora a föreagen ändrar priserna. I den högra svansen höjs priserna och i den vänsra svansen sänks priserna. Figur 2: En symmerisk fördelning av relaiva chocker. Källa: Assarsson 2004 Vid en symmerisk fördelning ar prishöjningarna och prissänkningarna u varandra, vilke innebär a prisnivå och inflaion ine påverkas. 3

14 Är fördelningen av relaiva chocker isälle posiiv eller negaiv skev ar prishöjningarna och prissänkningarna däremo ine u varandra. Följande figur (3) visar en posiiv skev fördelning av relaiva chocker. Figur 3: En posiiv skev fördelning av relaiva chocker. Källa: Assarsson 2004 Fördelningen av relaiva chocker är posiiv skev när e fåal sora chocker, som höjer relaivpriserna, inräffar på marknaden samidig som flerale av de inräffade chockerna är små och minskar relaivprise. Då föreagen svarar snabbare på sora chocker än på små chocker kommer de önskade prisökningarna a genomföras i högre grad än de önskade prissänkningarna. Med anledning av dea ökar prisnivån och inflaionen illfällig vid en posiiv skev fördelning av relaiva chocker. På mosvarande sä minskar inflaionen vid en negaiv skev fördelning av relaiva chocker, då e fåal sora chocker som sänker relaivpriserna dominerar. En negaiv skev fördelning av relaiva chocker illusreras i nedansående figur (4). Figur 4: En negaiv skev fördelning av relaiva chocker. Källa: Assarsson 2004 Även variansen, som mäer spridningen i fördelningen, har e empirisk posiiv samband med inflaionen. Variansen har dock ingen oberoende effek på inflaionen, men kan 4

15 samvariera med skevheen och på de säe påverka inflaionen. Vid en symmerisk fördelning av relaiva chocker leder en ökning av variansen ill proporionell försorade svansar, med oförändrad prisnivå som följd. Vid en skev fördelning försärker isälle en ökning av variansen asymmerin i svansarna och prisnivån förändras då ännu mera. Inflaionen ökar således yerligare för en posiiv skev fördelning och minskar yerligare för en negaiv skev fördelning. (Assarsson 2004) En svårighe med denna modell är a föreagens önskade förändringar i relaivpriser ine kan observeras, uan de är endas möjlig a observera fakiska förändringar. På grund av prisrögheer realiseras dock ine dessa förändringar omedelbar, men då de finns e ydlig samband mellan fakiska och önskade relaivprisförändringar kan skevheen för observerade relaivprisförändringar ändå användas vid empirisk analys. (Assarsson 2004) 3.2. Övriga sudier Assarsson (2004) har i en liknande sudie för den svenska ekonomin undersök huruvida varians och skevhe i fördelningen av de relaiva prisförändringarna kan förbära radiionella inflaionsmodeller. Assarsson använder sig av kvaralsdaa baserade på en indelning av konsumenprisindex i 7 varugrupper för perioden och finner a skaningen av Phillips-kurvor för den svenska ekonomin under den analyserade perioden ydlig förbäras när hänsyn as ill varians- och skevhesmåen. Döpke och Pierdzioch (200) har med hjälp av årsdaa undersök sambande mellan inflaion och skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar för Tyskland under perioden I likhe med Ball och Mankiw (995) har inflaion sam varians- och skevhesmå beräknas uifrån PPI. Även denna sudie bekräfar de posiiva sambande mellan skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och inflaion. 5

16 4. Empirisk sudie 4.. Modellspecifikaion Enlig ovansående eori är inflaionen hög när fördelningen av relaivprisförändringar är posiiv skev, medan den isälle är låg när fördelningen av relaivprisförändringar är negaiv skev. För a undersöka huruvida skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och inflaion samvarierar för Irland och Tyskland kommer jag a använda följande må på skevheen: σ 3 n 3 wi ( ln pi π ) = i= () 2 σ 3 där σ sår för skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar. w i är viken för vara i och p i är prise på vara i enlig harmonisera konsumenprisindex. beecknar försadifferensen och ln p i mäer således månadsvisa prisförändringar. π sår för inflaion och σ 2 sår för variansen i fördelningen av relaivprisförändringar. Dessa vå variabler har beräknas enlig: n π = w ln p (2) i= i i n 2 2 σ = w ( ln p π ) (3) i= i i där variablerna definieras enlig (). (Assarsson 2004) För a undersöka varians- och skevhesmåens beydelse vid förklaring av inflaionsuvecklingen för Irland och Tyskland har jag skaa e anal Phillips-kurvor och sedan jämför resulaen. Säsongsdummyvariabler har inkluderas för a fånga upp evenuella månadseffeker. 6

17 Inledningsvis har jag skaa en grundläggande ekvaion, där e anal variabler som förvänas påverka inflaionen har inkluderas. En variabel med väsenlig beydelse för inflaionsuvecklingen är de så kallade arbeslöshesgape, som är skillnaden mellan fakisk och naurlig/poeniell arbeslöshe. Den naurliga arbeslösheen är dock ine observerbar och de är svår a avgöra dess sorlek. Sorleken kan esimeras med e anal olika meoder och jag har val a skaa den naurliga arbeslösheen med hjälp av de så kallade HP-filre. 5 Den grundläggande modellen redovisas i ekvaion (4): y ul = 0 π 2π 3 ln e 4 ( U U ) ε (4) π där inflaionen, π, har beräknas enlig ekvaion (2). Tidsfördröjd inflaion, π y, as med som en proxy för förvänad inflaion och har beräknas enlig ekvaion (5). Tidsfördröjd uländsk inflaion, π ul, baseras på konsumenprisindex i Tysklands respekive Irlands io främsa imporländer och har beräknas enlig ekvaion (6). e sår för idsfördröjd nominell effekiv växelkurs. U sår för procenuell arbeslöshe och U för poeniell arbeslöshe, skaad med hjälp av HP-filre. felerm. U U beecknar således arbeslöshesgape. ε är en Tidsfördröjd inflaion och idsfördröjd uländsk inflaion as med i form av genomsnilig inflaion under de föregående åre. Anledningen ill a dessa variabler as med i denna form är a illfälliga sörningar då as bor och hänsyn as ill evenuell förändring i säsongsmönsre. Variablerna har beräknas enlig: ( π π 2... π 2 ) y π = (5) 2 ul ul ul ( π π 2... π 2 ) ul π = (6) 2 En uförligare beskrivning av dessa variabler ges i avsni (4.2..). 5 Denna meod beräknar ujämnade värden på den långsikiga renden för en serie genom a minimera variansen kring dess rend. Se Eviews 5.0 hjälpavsni för yerligare informaion om denna meod. 7

18 8 En nackdel med a använda HP-filre för a a fram poeniell arbeslöshe är a skaningarna för idsseriens ändpunker enderar a bli felakiga, vilke kan medföra missvisande resula då idsperioden jag använder mig av är så pass kor. E alernaiv är a isälle a med arbeslösheen i form av procenuell arbeslöshe illsammans med en linjär rend. Denna varian av den grundläggande modellen redovisas i ekvaion (7). ul y rend U e ε π π π = ln (7) där rend sår för en linjär rend och övriga variabler definieras enlig (4). I ekvaion (8) och (9) uökas modellen ill a inkludera varians- och skevhesmåen. Skillnaden mellan dessa ekvaioner är a arbeslösheen inkluderas på olika sä, se beskrivning ovan. ul y U U e ε σ σ σ σ π π π = ) ( ln (8) ul y rend U e ε σ σ σ σ π π π = ln (9) De re ermer som modellen uökas med ar hänsyn ill effekerna av skevhe, varians sam variansens försärkning av skevheens effek. Övriga variabler definieras enlig ekvaion (4) Daa Daamaeriale besår av månadsvisa observaioner från januari 995 ill sepember Nominell effekiv växelkurs baseras dock på kvaralsdaa, men har genom linjär inerpolering gjors om ill månadsdaa. Daa för harmonisera konsumenprisindex och viker för de olika varugrupperna, som använs för a a fram inflaion, varians- och skevhesmå, har hämas från Eurosa. Konsumenprisindex för imporländerna som ine illhör EU och nominell effekiv växelkurs har hämas från OECD Economic Oulook. Procenuell arbeslöshe har hämas från EcoWin och imporvärden har hämas från IMF:s Saisiska årsbok 2003.

19 4.2.. Variabelbeskrivning I dea avsni beskrivs de variabler som ingår i modellen, föruom variansen i fördelningen av relaivprisförändringar och variansens försärkning av skevheens effek. E anal figurer har agis med för a de ska vara möjlig a få en grafisk överblick över variablernas uveckling. I samliga figurer är serierna säsongrensade med moving average meoden 6. Harmonisera konsumenprisindex Harmonisera konsumenprisindex, HIKP, har använs för a a fram Irlands och Tysklands inflaion. HIKP samordnar ländernas olika sä a beräkna konsumenprisindex och har uformas av EU för a underläa inernaionella jämförelser av konsumenprisinflaion. Varor och jänser som ingår i HIKP är klassificerade i grupper enlig COICOP, Classificaion of Individual Consumpion by Purpose, som är en inernaionell indelning av hushållens privaa konsumion. Denna indelning ska illämpas i EU:s medlemsländers naionalräkenskaper och besår av olv huvudgrupper. (Saisiska Cenralbyrån) Inflaion Den månadsvisa inflaionsuvecklingen för Tyskland och Irland har beräknas enlig ekvaion (2) och kan suderas i figur (5). Figur 5: Inflaionsuveckling för Tyskland och Irland INFLATION, TYSKLAND INFLATION, IRLAND För Irlands del är de möjlig a urskilja a inflaionen har lega på en högre nivå efer inräde i valuaunionen. För Tysklands del är de dock svår a urskilja e mosvarande 6 Se Eviews 5.0 hjälpavsni för yerligare informaion. 9

20 mönser, men de är dock möjlig a konsaera a inflaionen har lega på en lägre nivå än för Irland. I modellen ingår även idsfördröjd inflaion, de vill säga genomsnilig inflaion under de föregående åre. Dess uveckling visas i nedansående figur (6). Figur 6: Tidsfördröjd inflaion för Tyskland och Irland IRLAND TYSKLAND Även figur (6) visar således a Irlands inflaion har lega på en beydlig högre nivå än Tysklands inflaion efer inräde i valuaunionen. Skillnaden har dock minska från år 2003 och låg under 2004 på samma nivå. Skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar För a de ska vara möjlig a få en uppfaning om hur skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar har uvecklas över iden redovisas dess uveckling i figur (7). Skevhesmåe har beräknas enlig ekvaion (). 20

21 Figur 7: Skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar för Tyskland och Irland SKEVHET, TYSKLAND SKEVHET, IRLAND För Tysklands del karakeriseras uvecklingen av skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar av krafiga månadsvisa svängningar i januari och december. Under försa halvan av perioden är fördelningen av relaivprisförändringar sark negaiv skev i januari och sark posiiv skev i december, medan de från december 2000 och framå isälle är värom. Vad dea beror på är svår a konsaera. Jag ror dock a dessa markana svängningar beror på mäfel av någo slag. De krafiga svängningarna bidrar dessuom ill svårigheen a urskilja e mönser i skevheens uveckling. Figuren för Irland visar e någo ydligare mönser av skevheens uveckling. Jag ycker a jag kan ana en sigande endens från slue av 2000, vilke skulle kunna vara en förklaring ill den höga irländska inflaionsaken under denna period. Då de är mycke svår a urskilja e ydlig mönser uifrån dessa figurer kommer jag ine a olka figurerna mer ingående, uan de as endas med som en grafisk översik. Skevhesmåes beydelse för inflaionsuvecklingen kommer a olkas uifrån de genomförda regressionerna, vars resula följer i avsni (5). För a a hänsyn ill de krafiga månadsvisa svängningarna för Tyskland har jag, föruom vanliga månadsdummyvariabler, dessuom inkludera dummyvariabler som fångar upp förändringen i säsongsmönsre från år 2000 och framå. Uländsk inflaion Med uländsk inflaion avses inflaion i de länder från vilka Irland och Tyskland imporerar. Hög inflaion i imporländerna innebär a priserna i dessa länder blir höga i förhållande ill de irländska och yska priserna. De relaiv höga imporpriserna leder ill minskad impor från dessa länder, vilke i sin ur påverkar Irlands och Tysklands prisnivå och inflaion. 2

22 Uländsk inflaion baseras på konsumenprisindex i respekive lands io främsa imporländer. Endas indusriländer enlig IMF:s definiion har agis med. Länderna som är gemensamma för Tyskland och Irland är Sorbriannien, USA, Frankrike, Nederländerna, Japan, Belgien och Ialien. Irland imporerar dessuom från Tyskland, Danmark och Norge, medan Tyskland imporerar från Öserrike, Schweiz och Spanien. Uländsk inflaion har beräknas enlig nedansående ekvaion: π ul = n i= λ ln p i i imporvärdei, där λ i = 0 (0) imporvärde j= j λ i sår således för land i:s imporandel. Imporandelarna har anagis vara sabila över iden och är framberäknade En översik över uländsk inflaion för Tyskland och Irland ges i figur (8). Figur 8: Uländsk inflaion för Tyskland och Irland INFLATION UTLAND, TYSKLAND INFLATION UTLAND, IRLAND Även dessa figurer är svåra a olka mer ingående och as endas med för a få en grafisk översik över uvecklingen. Följande figur visar idsfördröjd uländsk inflaion, som har beräknas enlig ekvaion (6). 22

23 Figur 9: Tidsfördröjd uländsk inflaion för Tyskland och Irland IRLAND TYSKLAND Genom a sudera ovansående figur kan jag konsaera a uländsk inflaion för Tyskland har lega på en högre nivå jämför med uländsk inflaion för Irland efer inräde i valuaunionen. Nominell effekiv växelkurs Den effekiva växelkursen är en indikaor på e lands konkurrenskraf på den inernaionella marknaden och är e vika index av landes växelkurser genemo andra valuor. Viken som illdelas respekive valua baseras på dess andel i landes inernaionella handel eller bealningar. (OECD Economics Deparmen Glossary) E låg värde på indexe innebär a lande har en bäre konkurrenskraf relaiv ulande, vilke är likvärdig med en depreciering av landes valua. Figur (0) visar uvecklingen av den nominella effekiva växelkursen för Tyskland och Irland. 23

24 Figur 0: Logarimerad nominell effekiv växelkurs för Tyskland och Irland TYSKLAND IRLAND Källa: OECD Economic Oulook Figuren visar a konkurrenskrafen för både Irland och Tyskland förbärades i samband med a den amerikanska dollarn och de briiska punde försärkes under andra halvan av niioale. Från början av 995 ill slue av 2000 deprecierade den nominella effekiva växelkursen med omkring sex procen för Tyskland och med omkring 3 procen för Irland. Anledningen ill de krafigare genomslage på Irlands ekonomi är a landes handel med USA och Sorbriannien är beydlig sörre än Tysklands handel med dessa länder, varför dollarn och punde har en beydlig sörre vik vid beräkning av Irlands effekiva växelkurs än vid beräkning av Tysklands effekiva växelkurs. Jämför med övriga medlemsländer ugör Irlands handel med länder uanför euroområde en relaiv sor andel. Näsan 60 procen av Irlands impor sker från länder uanför euroområde, medan Tysklands andel är mindre än 20 procen (Honohan & Lane 2003). Irlands imporpriser påverkas därför i sörre usräckning än Tysklands imporpriser, vilke i sin ur medför a förändringen av prisnivå och inflaion blir relaiv sor på Irland. Den relaiv krafiga deprecieringen av den nominella effekiva växelkursen under andra halvan av niioale är en beydande förklaring ill Irlands höga inflaion i början av 2000-ale. Arbeslöshe Som beskrivis i avsni (4..) är arbeslöshesgapes sorlek en fakor med beydande effek på e lands inflaionsnivå. Den procenuella arbeslösheens uveckling för Tyskland och Irland visas i nedansående figur (). Noeras bör a jämförelsegraferna mellan Tyskland och Irland ine har samma inervall. Anledningen ill dea är a arbeslösheens uveckling blir 24

25 överskådligare i dessa figurer. Figur : Arbeslöshesuveckling för Tyskland och Irland TYSKLAND IRLAND Källa: EcoWin Den yska arbeslösheen seg relaiv krafig från början av 995 fram ill slue av 997. Arbeslöshesnivån föll därefer illbaka ill den ursprungliga nivån, de vill säga nivån vid periodens början, men har sedan 200 åerigen sigi. På Irland sjönk isälle arbeslösheen relaiv krafig, med dryg åa procenenheer, från periodens början fram ill början av Saionärie E implici anagande vid regressionsanalys som baseras på idsseriedaa är a de underliggande serierna ska vara saionära, eller med andra ord ine ha någon enhesro. En saionär idsseries medelvärde och varians är konsana över iden och kovariansens värde mellan vå idsperioder anas endas bero på längden mellan de vå idsperioderna och ine på själva idspunken då kovariansen beräknas. Ekonomiska idsserier är dock ofas ickesaionära, vilke kan medföra a resulaen av skaningarna blir missvisande. Exempelvis kan förklaringsgraden vara hög, ros a de ine finns någo meningsfull samband mellan variablerna. En förklaring ill dea är a serierna uppvisar liknande sarka render isälle för e fakisk samband. (Gujarai 995, sid ) Jag kommer dock ine a a hänsyn ill huruvida variablerna är saionära eller ine. Anledningen ill dea är a jag endas har daa för en kor idsperiod och a de då ine är någon sörre mening med esen. Dessuom bör variablerna ekonomisk se vara saionära. 25

26 5. Resula Resulae av de genomförda regressionerna redovisas i abell (2) och (3). I samband med abellerna olkas resulaen. Tabell 2: Resula för Irland. Ekvaion (4) Ekvaion (7) Ekvaion (8) Ekvaion (9) 0.07* (0.033) 0.04** (0.042) 0.07* (0.028) 0.089** (0.039) 0 y π (0.354) (0.4) (0.263) (0.328) π (0.893).065 (.62) (0.780).24 (0.832) ul ln e * (0.007) ** (0.009) * (0.006) -0.08** (0.009) U U 0.00 (0.00) (0.00) - U (0.000) (0.000) rend (0.000) (0.000) 3 σ * (0.482).960* (0.47) 2 σ (.28).095 (.376) σ 3 σ ** ** ( ) (353.45) 2 Adj.R D.W S.E. of regr Anal obs Kommenarer: Sandardfel anges inom parenes och är vid behov korrigerade för heeroskedasicie med Whie s meod. *Signifikan på en procensnivån, **Signifikan på fem procensnivån, ***Signifikan på io procensnivån. Säsongdummyvariabler har inkluderas för a a hänsyn ill evenuella månadseffeker. Den grundläggande modellen i dess vå former, ekvaion (4) och (7), förklarar omkring 7 procen av variaionen i Irlands inflaion, medan modellen som inkluderar varians- och skevhesmåen, ekvaion (8) och (9), förklarar näsan 79 procen av variaionen. Resulaen från skaningarna av ovansående ekvaioner visar a de ine har någon sörre beydelse om arbeslösheen as med i form av arbeslöshesgap eller i form av procenuell arbeslöshe illsammans med en linjär rend. Förklaringsgraden blir någo högre för den grundläggande modellen när arbeslösheen as med i form av procenuell arbeslöshe illsammans med en linjär rend. För den uökade modellen är de isälle värom, då förklaringsgraden är någo högre när arbeslöshesgape as med. Arbeslöshesmåen är dock insignifikana för samliga ekvaioner och dess effek på inflaionen kan därför ine olkas mer ingående. 26

27 Även idsfördröjd inflaion och idsfördröjd uländsk inflaion ger e insignifikan resula i samliga fall. Tidsfördröjd nominell effekiv växelkurs är signifikan skild från noll för samliga ekvaioner och resulae yder på a e negaiv samband mellan denna variabel och Irlands inflaion exiserar. Dea resula är väna, då en fallande nominell effekiv växelkurs innebär a de irländska punde deprecierar och landes konkurrenskraf förbäras relaiv ulande. Irlands expor ökar som följd av de relaiv låga priserna, vilke leder ill a de inhemska priserna siger och landes inflaion ökar. Dea bekräfar därmed förklaringen a Irlands höga inflaion i början av 2000-ale kan vara en följd av den krafiga deprecieringen av den nominella effekiva växelkursen under andra halvan av niioale, se figur (0). Modellen som inkluderar varians- och skevhesmåen söder eorin a sambande mellan skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och inflaion är posiiv, efersom de skaade koefficienerna är signifikan skilda från noll på en procens signifikansnivå. Även variansens försärkning av skevheens effek visar på e signifikan resula. Den skaade koefficienen uppvisar dock ine förväna ecken, efersom variabeln enlig eorin förvänas ha en posiiv effek på inflaionen och resulae isälle visar på en negaiv effek. Även Assarsson (2004) fick felakig ecken på denna variabel i sin sudie. Variansen har enlig eorin ine någon oberoende effek på inflaionen, uan påverkar inflaionen genom a samvariera med skevheen. Resulae av skaningarna bekräfar dea, då koefficienen för variansen är insignifikan. Mosvarande esimeringar för Tyskland redovisas i abell (3). 27

28 Tabell 3. Resula för Tyskland. Ekvaion (4) Ekvaion (7) Ekvaion (8) Ekvaion (9) (0.032) (0.04) (0.025) (0.028) y π -.590** (0.75) -.823** (0.840) (0.575) -.083*** (0.648) ul π 2.080** (0.962) 2.353***.936* (0.697) 2.849* (0.783) (.85) ln e (0.007) (0.009) (0.005) (0.006) U U 0.00 (0.00) ** (0.00) - U (0.00) *** (0.000) rend (0.000) ** (0.000) 3 σ * (0.329).40* (0.335) 2 σ (.58).27 (.22) σ 3 σ (39.255) (43.909) 2 Adj.R D.W S.E. of regr Anal obs Kommenarer: Sandardfel anges inom parenes och är vid behov korrigerade för heeroskedasicie med Whie s meod. *Signifikan på en procensnivån, **Signifikan på fem procensnivån, ***Signifikan på io procensnivån. Säsongdummyvariabler har inkluderas för a a hänsyn ill evenuella månadseffeker. För Tysklands del förklarar de grundläggande ekvaionerna, (4) och (7), omkring 64 procen av variaionen i landes inflaion, medan förklaringsgraden är omkring 82 procen för den uökade modellen som inkluderar varians- och skevhesmåen. Precis som för Irland blir de ine någon märkvärd skillnad om arbeslösheen as med i form av arbeslöshesgap eller som procenuell arbeslöshe illsammans med en linjär rend. Arbeslöshesmåen för Tyskland är dock signifikan skilda från noll i ekvaion (8) och (9). Resulae för den grundläggande modellen söder däremo ine anagande a arbeslöshesmåen skulle ha någo samband med inflaionen. Till skillnad från Irland har idsfördröjd inflaion e signifikan samband med Tysklands inflaion, föruom i ekvaion (8). Sambande mellan dessa variabler är negaiv och en hög inflaion leder enlig skaningarna ill en lägre inflaion i följande period. Även idsfördröjd uländsk inflaion ger e signifikan resula, som yder på e posiiv samband mellan idsfördröjd uländsk inflaion och inhemsk inflaion. En ökning av den idsfördröjda uländska inflaionen medför således en ökning av även Tysklands inflaion. Dea resula är 28

29 väna då ökad inflaion i Tysklands främsa imporländer innebär a priserna i dessa länder blir höga i förhållande ill Tysklands priser och som följd minskar Tysklands impor från dessa länder. Samidig leder de relaiv låga priserna i Tyskland ill ökad expor, efersom Tyskland huvudsakligen exporerar ill samma länder som de imporerar från 7. Den ökade eferfrågan på yska varor leder ill a även de inhemska priserna rissas upp och därmed ökar också landes inflaion. Däremo har ine idsfördröjd nominell effekiv växelkurs någon signifikan påverkan på Tysklands inflaion. De är möjlig a resulae skulle ha blivi bäre om denna variabel isälle hade agis med i form av en längre idsfördröjning eller förändring i nominell effekiv växelkurs under föregående period. Dea efersom de på grund av rögheer i prisernas anpassning ofa ar id innan en förändring av växelkursen får genomslag på produkion och prisnivå. Skevhesmåe är precis som för Irlands del signifikan skild från noll på en procens signifikansnivå och resulae yder därmed på a de exiserar e posiiv samband mellan skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar och inflaion. Däremo har varken variansen eller variansen försärkning av skevheens effek en signifikan påverkan på inflaionen. 6. Sluord Resulaen av de genomförda skaningarna visar a modellens förklaringsgrad blir beydlig högre för Tyskland när varians- och skevhesmåen inkluderas i modellen. Förklaringsgraden ökar med hela 8 procenenheer när dessa variabler as med. Även för Irland blir förklaringsgraden högre, men denna ökning är beydlig mindre med dryg sju procenenheer. I enlighe med eorin och i likhe med idigare sudier yder resulae av mina skaningar på a e posiiv samband mellan skevhesmåe och ländernas inflaion exiserar. I samliga fall är koefficienen för skevhesmåe signifikan skild från noll på en procens signifikansnivå. Resulae yder således på a skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar har haf en 7 Se IMF:s Saisiska årsbok 2003: Expor- och impordaa för

30 bidragande effek på ländernas inflaionsuveckling. En posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar leder därmed ill en högre inflaionsnivå. Inflaionsmodellen förbäras ine avsevär för Irland när varians- och skevhesmåen inkluderas, vilke den däremo gör för Tyskland. Varians- och skevhesmåen verkar därmed ha sörre beydelse vid förklaring av Tysklands inflaionsuveckling än Irlands inflaionsuveckling. Samidig är koefficienen för skevhesmåe sörre för Irland än för Tyskland, vilke yder på a den irländska inflaionsuvecklingen är känsligare för förändringar i skevhesmåe. Därigenom är den irländska inflaionsuvecklingen känsligare för sörningar i form av ubudschocker. Kan de vara så a en posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar, som följd av inräffade ubudschocker, har bidragi ill den höga irländska inflaionen? Irlands ekonomi har under den suderade perioden karakeriseras av bland anna krafig sigande löner och illväx av arbeskrafen, vilka är ypiska ubudsfakorer. Jag anser därför a den höga irländska inflaionen under denna period kan vara en följd av ubudschocker, som generera en posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar. Huruvida skevheen i fördelningen av relaivprisförändringar kan vara en förklaring ill inflaionsskillnaderna mellan valuaunionens medlemsländer i helhe är svår a bekräfa uifrån en jämförelse av endas vå av medlemsländerna. En paneldaasudie med samliga medlemsländer skulle förmodligen vara en bäre meod för a få svar på denna fråga. Däremo kan jag uifrån mina resula konsaera a varians- och skevhesmåen har en beydande posiiv effek på Irlands och Tysklands inflaion, varför jag förmodar a desamma gäller för övriga medlemsländer. Inom valuaunionen kan en orsak ill a inflaionen ökar illfällig i euroområde som helhe således vara a fördelningen av relaivprisförändringar är posiiv skev i e fåal sörre länder samidig som den är negaiv skev i flera små länder. De sörre länderna har sörre beydelse för uvecklingen i euroområde och relaivprishöjningarna dominerar därför över relaivprissänkningarna, vilke ökar inflaionen i område illfällig. Vad innebär de posiiva sambande mellan inflaion och skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar för ECB och valuaunionens gemensamma penningpoliik? Då den del 30

31 av inflaionen som hör ill skevhe i fördelningen av relaivprisförändringar endas är illfällig, bör ECB endas korrigera den del av inflaionen som besår av varakig inflaion. En illfällig inflaionsökning, som beror på en posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar, är allså övergående och inflaionsaken kommer a åergå ill nivån innan den inräffade sörningen. En svårighe med dea är dock a urskilja hur sor del av inflaionen som är illfällig och hur sor del som är varakig inflaion. En annan fråga som kan diskueras är frågan om kausalie. Kan de snarare vara så a en hög inflaion leder ill en posiiv skev fördelning av relaivprisförändringar och ine värom? De vore inressan a undersöka dea, men då de skulle bli allför omfaande a a med i denna uppsas lämnas denna fråga öppen. 3