Reala växelkursers bestämningsfaktorer

Transkript

1 ATIOALEKOOMISKA ISTITUTIOE Uppsala Universie Magiseruppsas, 0 poäng Förfaare: Jonas Rydén Handledare: Annika Alexius VT 2007 Reala växelkursers besämningsfakorer En analys av oljepris och BP-uvecklings långsikiga effeker på reala växelkurser

2 Sammanfaning I denna uppsas suderas en uvidgad Balassa-Samuelsson-modell för a analysera den långsikiga effeken av inhemsk och uländsk BP-illväx sam oljeprises uveckling på den reala effekiva växelkursen för 6 OECD-länder. Uppsasen har genomförs med Johansens koinegraionsanalys sam dynamisk OLS för länder som uppvisar koinegraion. För de länder där koinegraion ine föreligger används impulsresponsfunkioner för a analysera variablernas långsikiga effek. Sudien ger viss söd för hypoesen a de nämnda variablerna påverkar den långsikiga dynamiken för respekive växelkurs. yckelord: Balassa-Samuelsson, oljepris, koinegraion, DOLS, impulsresponsfunkioner 2(27)

3 Innehållsföreckning. Inledning Teori Balassa-Samuelsson-modellen Ekonomerisk meod Saionärie Koinegraion Johansens koinegraionsanalys Dynamisk OLS Ackumulerade responsfunkioner Daa Empiriska resula och analys Saionärie Koinegraion Parameeresima Slusas Referenser Appendix (27)

4 . Inledning Den globala ekonomin öppnas upp i en all sörre omfaning. Varor och jänser handlas på daglig basis på en inernaionell marknad. Den reala växelkursen definieras som den inhemska indusrins konkurrenskraf i förhållande ill ulandes och har således en enorm beydelse för den ekonomiska dynamiken på e global och naionell plan. Analys av växelkurser och dess långsikiga förhållande ill andra makrovariabler är därför av cenral beydelse för både poliiska och ekonomiska inressen. Den här uppsasen syfar ill a undersöka hur de inernaionella oljeprise sam inhemsk och uländsk BP-uveckling långsikig påverkar den reala effekiva växelkursen för e anal OECD-länder. Analyser av växelkurser och dess dynamik ugår i regel från köpkrafsparie sam lagen om e pris. Absolu köpkrafsparie implicerar a prise på en korg varor som konsumeras i olika länder är lika när man agi hänsyn ill växelkursen. Lagen om e pris innebär a prise på en specifik vara är lika i olika länder när hänsyn agis ill växelkursen. Aggregera över alla varor ger emellerid lagen om e pris absolu köpkrafsparie. Den empiriska lierauren har i en mycke sor omfaning förkasa hypoesen om absolu köpkrafsparie (se exempelvis Froo och Rogoff (994) för en genomgång och analys). Förkasande av absolu köpkrafsparie leder ill en diskussion om vilka makroekonomiska variabler som driver rörelserna i jämvikskursen över iden. Den klassiska Balassa-Samuelsson-effeken påvisar a produkiviesskillnader i handlade relaiv ine handlade varor syr den reala växelkursen genom löneujämningseffeker. En uvidgad modell av De Gregorio och Wolf (994) uvecklar modellen ill a även innehålla byesförhållande inom handeln, de vill säga relaivpriserna mellan e lands expor och impor. Oljeprise har få en all sörre roll i den makroekonomiska uvecklingen. Insabil ekonomisk klima och krafiga produkionssvängningar ill följd av oljeprischocker gör a prise på olja kan änkas ha en relevan påverkan på växelkursen. Då handlade varor inkluderar en sörre del producerade varor jämför med icke handlade varor så kommer posiiva oljeprisförändringar ha en sörre negaiv effek på de icke handlade varorna. Således kan den modifierade B-S modellen av De Gregorio och Wolf inkorporera oljepris som en förklarande variabel. Växelkurser, bruonaionalproduk sam oljepris är kända ickesaionära variabler varför koinegraionsanalys kommer a användas i undersökningen. I e försa seg undersöks huruvida variablerna uppvisar e långsikig jämvikssamband, så kallad koinegraion, med Balassa (964), Samuelsson (964) 4(27)

5 Johansens koinegraionsprocedur. På grund av svårigheer a specificera modellen kommer även residualbaserad meodik a appliceras för a verifiera Johansenanalysens resula. I de fall där jag hiar e långsikig jämviksläge kommer Johansenproceduren a illämpas för a skaa den långsikiga effeken på växelkursen för samliga esade variabler. Då Johansenproceduren har endenser a producera punkesima med mycke sor spridning vid även lien felspecificering, kommer dessuom en dynamisk OLS (DOLS) a esimeras för de länder som uppvisar koinegraion. I de fall analysen ine kan verifiera e långsikig jämvikssamband kommer jag a använda serier på differensform i en vekorauoregressiv- (VAR)- modell för a undersöka den långsikiga effeken genom analys av ackumulerade responsfunkioner på srukurella simulerade chocker. Dea innebär a man räknar u hur den reala effekiva växelkursen uvecklar sig över iden efer a ill exempel ha usas för en oljeprischock. Koinegraionsmeodik är en mycke vanlig föreeelse för a analysera vilka variabler som påverkar växelkursen. I e sor anal sudier, exempelvis Alexius och ilsson (200), De Gregorio och Wolf (994) sam DeLoach (200), påvisas a de förekommer koinegraion mellan växelkurser och BP i en majorie av de undersöka länderna. DeLoach konsaerar dessuom a oljeprise bör inkluderas för a a hänsyn ill permanena chocker i ekonomin. E anal sudier, bland anna Chaudhuri och Daniel (998) sam Amano och Van orden (998), har påvisa a real växelkurs och oljepris för e anal länder är koinegrerade. De finns således söd för hypoesen om a oljepris kan förklara reala växelkursers rörelser på lång sik. Uppsasen ar sin ugång i kvaralsdaa från försa kvarale 960 ill försa kvarale BP-daa kommer a användas som proxy för inhemsk och uländsk produkivie där den uländska produkivieen är en sammanvägning av varje lands handelsparners. Sudien omfaar 6 länder, samliga medlemmar i de ekonomiska samarbesorgane OECD. Kommande avsni presenerar de eoreiska ramverke genom Balassa-Samuelsson-modellen och en modifiering av denna. Efer dea diskueras den ekonomeriska meoden, bland anna koinegraionses och Johansenproceduren, som kommer a användas i den empiriska analysen. Uppsasen avsluas med en analys och diskussion kring de framkomna resulaen. 5(27)

6 2. Teori Avsnie ger en formell översik av Balassa Samuelsson- (B-S)- effeken sam en implici ekonomisk olkning av modellens resula som kommer a ligga ill grund för den forsaa empiriska undersökningen. 2. Balassa-Samuelsson-modellen B-S-modellen kan som ovan nämns förklara avvikelserna från absolu köpkrafsparie och långsikiga reala växelkursrörelser. Ponera a produkiviesökningar inom ekonomin uesluande sker i handlade varor samidig som uvecklingen för icke handlade varor anas vara konsan. De anagna produkiviesökningarna leder ill högre priser i sekorn för handlade varor och rycker således upp lönekraven. Då föreagen i de båda sekorerna konkurrerar om samma arbeskraf kommer lönekraven i sekorn med ickehandlade varor också a öka, med ökade oala kosnader som följd. De ökade kosnaderna är emellerid ine moiverade som i falle med produkiviesökningen i sekorn för handlade varor. Dea gör a priserna för icke handlade varorna siger i snabbare ak än för handlade varor. Till följd av dea kommer valuan a apprecieras vid inhemsk produkiviesökning och deprecieras vid uländsk produkiviesökning. 2 För a härleda effeken i en mer formell form sara jag liksom De Gregorio och Wolf (994) i en ekonomi med re varor, varav vå varor är handlade varor och en ickehandlad vara. De handlade varorna besår dels av en imporerad vara producerad i ulande och konsumerad inrikes, dels av en exporerad vara producerad men ine konsumerad inrikes. Såldes kommer nyan för den enskilda individen vara en funkion av den imporerade varan sam den icke handlade varan. Produkionsfunkionerna i ekonomin kommer därför a ges av ekvaionerna. Y T = α L K T α T α T () Y = α L, (2) 2 Balassa (964), Samuelsson (964) 6(27)

7 där T och beecknar handlad exporerad vara respekive icke handlade varor och α T sam α är produkiviesvariabler för respekive funkion. L sam K är som vanlig insas av arbee sam kapial och i 0 < α <. Då vi anar a nyan för den enskilda individen besäms av den handlade imporerade varan sam den icke handlade varan kan vi skriva individens preferens som en nyofunkion i CES-forma give e konsan världsmarknadspris på den imporerade varan enlig följande. i γ γ γ γ γ γ U = φc + ( φ) cm, (3) där γ = och ν är subsiuionselasicieen mellan varorna. Vidare är ν konsumionen av icke handlade sam imporerad konsumion ill prise av p. φ är andelen av respekive vara och ligger inom inervalle 0 < φ <. Följakligen så kommer individen a maximera nyan (3) give följande budgeresrikion i c i p c + pt c = I, (4) där I represenerar inkomsen efer ska och p i är respekive variabels pris. Lagrangemeoden genererar följande eferfrågefunkioner för respekive vara. c γ γ I p = φ (5) p p c γ T φ) γ I pt = ( (6) p p Variabeln p i (5) och (6) är e nyobasera prisindex 3 som ges av 3 En sammanvägning av priser för olika varor där viken för varje vara besäms uifrån hur mycke konsumenerna konsumerar varorna i fråga, give a valen sker opimal. 7(27)

8 p γ = φ + φ γ γ γ γ p ( ) pt. (7) Då vi anar a ekonomin ine beskaar produkion kommer all som produceras a gå ill konsumion, de vill säga handlade varor som y = c. Dea gör a vi kan skriva jämviksrelaionen för icke c = α L. (8) Använder vi oss av idigare anaganden och de fakum a jämviksrelaionen (8) mellan arbeskraf och icke handlade varor som L = L T + L så kan vi skriva om ~ p φ p T y α T ~ + ( φ) = ( φ )[ α L α ]. (9) T Om vi sedan anar a vi har perfeka kapialmarknader kan vi skriva priserna som och p ψ = w r α α T (0) αt p w =, () α α ( α ) där ψ = α ( α), w är lönen och r är ränan. Ur ekvaion (0) och () kan vi se a prise på respekive vara är lika med dess produkionskosnad. Läas är dea a se i () där prise på ickehandlade varor endas är en funkion av lönen sam produkivieen. Kombinerar vi (0) och () får vi α p α T = α α α (2) pt ψr 8(27)

9 Ur (2) kan vi dra slusasen a relaivprise för den icke handlade varan beror på produkiviesskillnader mellan sekorer, precis som B-S-effeken föruspår. Uifrån den klassiska B-S effeken uvecklar De Gregorio och Wolf e eoreisk ramverk för a esa om länders byesförhållande är en signifikan drivkraf i växelkursers uveckling. Olja har visa sig så för en sor del av variaionen i variabeln erms of rade. 4 Amano och Van orden (995) använder de reala oljeprise som en proxy för förändringar i byesförhållande då oljeprischocker ill sörsa delen är exogena ubudschocker orsakade av poliiska händelser. Give a produkionen för ickehandlande sam handlade varor konkurrerar om samma produkionsfakorer, så kommer en oljeprisökning a medföra ökade kosnader för båda sekorer. Produkionen av handlade varor kommer emellerid a lida mer av kosnaderna då olja är en sörre produkionsfakor för denna sekor. De ökade produkionskosnaderna för sekorn förvänas spilla över på konsumenlede genom relaiv ökade priser. Till följd av dea kommer den reala växelkursen av deprecieras give a lande är en mindre oljeimporerande ekonomi som ine kan påverka oljeprise. Om lande är exporerande, som i orges och möjligvis Kanadas fall, förvänas växelkursen apprecieras. För sörre länder som kan påverka marknadsprise är effeken av en oljeprisökning dock oklar. 5 Om inhemsk sam uländsk BP denoeras med BP respekive BP*, där + och - signalerar en depreciering respekive appreciering, kan vi skriva de förvänande effekerna för respekive ekonomi som Lien oljeimporerande ekonomi växelkurse n = f ( BP, BP *, olja), (3) + + Lien oljeexporerande ekonomi växelkurse n = f ( BP, BP *, olja), (4) + Sor marknadspåverkande ekonomi växelkursen = f ( BP, BP *, olja). (5) +? 4 Backus, Crucini (999) 5 Amano, Van orden (995) 9(27)

10 3. Ekonomerisk meod Den ekonomeriska meoden ugår från enhesroses för a undersöka variablernas underliggande processer. E residualbasera es sam Johansens koinegraionsanalys preseneras för analys av ländernas koinegraionsrang och evenuella koinegraionsvekorers paramerar. Dea eferföljs av en presenaion av dynamisk OLS (DOLS) sam ackumulerade impulsresponsfunkioner. 3. Saionärie En cenral fråga vid analys av idsserier är huruvida serierna uppvisar saionära egenskaper. En serie är saionär om dess fördelning är oberoende av iden och har konsan medelvärde och varians. Om dea ine är falle uan serien uppvisar ickesaionära egenskaper brukar man säga a serien är inegrerad av ordning d eller I(d), där d besäms av anale gånger serien måse differenieras för a bli saionär. Om man uför regressioner med ickesaionära serier riskerar man nonsenssamband mellan variablerna, så kallade spuriösa regressioner. Två ickesaionära serier kan emellerid uppvisa e långsikig linjär samband, så kallad koinegraion. Om dea är falle är de möjlig a använda sig av koinegraionsanalys för a skaa e långsikig samband mellan variablerna. För a undersöka huruvida en variabel är saionär esar man för så kallade enhesröer i den underliggande processen. E klassisk es som används frekven i den empiriska lierauren är Augumened Dickey Fuller- (ADF)- ese. Tese uförs genom a esa huruvida ρ = i ekvaionen Δy = α + β + ρy p + λδy j + j= ε. Då de är möjlig a lägga ill lagar ar ese hänsyn ill processens dynamik på e adekva sä Koinegraion Som jag nämnde ovan är en linjär kombinaion av vå I(d) -variabler, exempelvis x och y, i regel inegrerad av ordning d. De finns emellerid fall då den linjära kombinaionen, z = x αy, är inegrerade av en lägre ordning, de vill säga I( d b) där b > 0. Om dea är falle säger man a z är inegrerad av ordning ( d b) där b > 0, och koinegrerad av 6 Wooldridge (2006) 0(27)

11 ordning ( d, b) de vill säga ~ CI( d, b). Samma sak gäller om vi i sälle skulle ha vekorer z där samliga elemen är inegrerade av ordning I (d), exempelvis a = a, a, a,..., a ) och ( 2 3 n λ = ( λ, λ2, λ3,..., λn ). Om de i den linjära ekvaionen ε = λa exiserar en vekor där λ 0 så är ε = λ ~ CI ( d b) där b > 0, vekorn. 7 a λ brukar då kallas för den koinegrerade En förenklad och relaiv läförsående bild ges av a de linjära sambande mellan variablerna i fråga kan beskrivas som saionär. Den reala växelkursen kan ill exempel vara saionär ros a både nominell växelkurs, inhemsk prisnivå sam uländsk prisnivå är ickesaionära då real växelkurs är en linjärkombinaion av de nämnda variablerna. I falle med endas vå variabler är de således möjlig a esa huruvida felermen ε i regressionen y β x + ε innehåller en enhesro. Om de ine finns någon enhesro i residualen är = variablerna y och x koinegrerade. Den vänsra figuren i figur () är logarimerad real effekiv växelkurs för orge deflaera med orges KPI, sam logarimera världsmarknadspris på olja deflaera med USA: s KPI, båda i 960 års priser. En OLS regression med växelkursen som beroende variabel genererar felermen ill höger i figur (). För a undersöka om oljeprise och orges växelkurs är koinegrerade esas om residualserien är saionär med ADF-ese. ADF-ese genererar en -saisika på 6,3665 vilke gör a vi kan förkasa nollhypoesen 8 a residualen innehåller en enhesro. Oljeprise och orges reala växelkurs är således koinegrerade och har e långsikig jämviksläge. Figur T.v. logarimerad real effekiv växelkurs för orge sam oljepris deflaerade i 960 års priser. T.h. residualen för en OLS med variablerna.v Växelkurs orge Olja Residual ADF-es på residualen genererar -saisika på 6, Engle, Granger (987) 8 Enlig MacKinnon (996) signifikansnivåer (27)

12 Signifikansnivå enlig MacKinnon (996) Ur e ekonomisk perspekiv implicerar koinegraion a de exiserar e långsikig samband mellan variablerna i fråga. Då variansen och medelvärde på lång sik är konsan kommer den koinegrerade vekorn a åergå ill e ursprunglig jämviksläge efer en sörning eller chock. Om koinegraion ine skulle föreligga skulle variablerna å andra sidan driva ifrån varandra över id. Den här uppsasen syfar ill a undersöka huruvida inhemsk och uländsk BP förändring sam oljeprisförändring driver växelkursen på lång sik. På grund av makroseriers ickesaionära egenskaper er de sig därför naurlig a använda sig av koinegraionsmeodik för a undersöka variablers långsikiga påverkan på växelkursen Johansens koinegraionsanalys Residualbaserade es enlig ovan nämnda meod kan ine skaa anale koinegrerade relaioner. Vid es med flera variabler använder man sig därför ofa av vekorauoregressiv (VAR) koinegraionsanalys. Johansens maximum likelihood procedur möjliggör a besämma anale koinegrerade relaioner en specifik modell. 9 Johansen proceduren möjliggör dessuom för a esa resrikioner på de koinegrerade vekorerna, vilke ine är möjlig i de enklare residualbaserade esen. 0 Ponera a jag, liksom Harris (995), ugår från en generell VAR-modell med följande. k lagar enlig z + = A z Ak z k u ~ I(0, Σ) u (6) A är en ( n n) maris av paramerar och z är en ( n) vekor av variabler som är I(0) - i i eller I(). Då ekvaion (6) anar a vekorn med felermerna är normalfördelad och vi brus är de av cenral beydelse a laglängden blir korrek för a undvika icke vänevärdesrikiga resula. För a avhjälpa dea vägs e anal informaionskrierier samman för a finna korrek laglängd. Vidare så esar man om modellen vid given laglängd uppvisar auokorrelaion, och om dea är falle specificeras modellen om. Denna process åerupprepas 9 Maddala, Kim (998) 0 Enders (2004) Harris (995) 2(27)

13 ills VAR-modellen ine uppvisar auokorrelaion. Modellen kan även behöva uökas med dymmyvariabler för a a hänsyn ill srukurella bro eller samband i serierna. 2 Ekvaion (6) kan skrivas om ill en vekorfelkorrigeringsmodell (VECM) enlig följande Δz = Γ Δ + z +... Γk Δz k + + Πz k u, (7) där Γ = I A... A ) och Π = I A... A ). är man specificerar om syseme i ( ( k som en VECM innehåller syseme informaion om den lång- och korsikiga dynamiken av förändringar i z. Vilken koinegraionsrang modellen uppvisar besäms av hur många oberoende linjära kombinaioner (rangen) som marisen Π innehåller. För a fassälla rangen används race- sam maximum eigenvalue-es där nollhypoesen anger a r anal vekorer är koinegrerade. Om marisen Π har full rang de vill säga a samliga kolumner är linjär oberoende, ( n = r), så är variabeln ~ I(0). Skulle rangen vara noll finns de inge långsikig linjär samband, vilke gör dessa vå fall ämligen oinressana. För a variablerna skall vara koinegrerade krävs de således a z r < ( n ) vilke också ger anale koinegrerade vekorer. Johansens koinegraionsmeodik fakoriserar den koinegrerade marisen ill Π = αβ ' där α är felkorrigeringsermerna som syr anpassningen illbaka mo långsikig jämvik och marisen β ' den långsikiga relaionens parameeresima. Om de esade variablerna uppvisar koinegraion är de således möjlig a esa för huruvida enskilda variabler ingår i den långsikiga relaionen och dessuom a skaa dess effek. 3 2 Enders (2004) 3 Harris (995) 3(27)

14 3.3 Dynamisk OLS Som ovan nämn möjliggör Johansens procedur koefficienskaningar av de koinegrerade vekorerna. De har emellerid visa sig a Johansen är känslig för felspecificeringar vilke idvis medför orealisiska skaningar. Sock och Wason (993) inroducerade dynamisk OLS (DOLS) som ar hänsyn ill auokorrelaionen genom a lägga ill leads och lags i en OLSregression med koinegrerade variabler. S = β + β F k ΔF j + ε. (8) j= j= ΔF beskriver anale leads och lags som används i OLS-modellen för a få bor j evenuell auokorrelaion. DOLS-modellen genererar korreka parameeresima sam sandardfel give a variablerna är I() och koinegrerade Ackumulerade responsfunkioner Variabler som är I() -processer men som ine uppvisar koinegraion har inge långsikig jämviksläge. De är således ine möjlig a undersöka variablernas långsikiga effek med koinegraionsmeodik. De är emellerid möjlig a undersöka den långsikiga effeken av en chock på en variabel genom a analysera de srukurella chockernas effek på de ingående differenierade variablerna i en VAR-modell. Denna meod möjliggör a undersöka även icke koinegrerade variablers långsikiga effek. oera emellerid a variablerna ine uppvisar e långsikig jämviksläge som i fallen med koinegrerade länder. 5 4 Sock och Wason (993) 5 För en uförlig beskrivning av impulsresponsfunkioner hänvisas ill Enders (2004) 4(27)

15 4. Daa Daamaeriale är kvaralsdaa från 960 fram ill försa kvarale 2006 för 6 länder, samliga medlemmar i de ekonomiska samarbesorgane OECD. Vale av länder baserar sig främs på möjligheen a få fram adekva daa för länder av relaiv sabil ekonomisk karakär. B-S modellen sam den uökade modellen av De Gregorio och Wolf baseras på skillnader i produkivieen mellan handlade och icke handlade varor. Inom idsramen för denna uppsas har jag emellerid liksom exempelvis Alexius och ilsson (200) val a använda mig av real BP daa som proxy för produkivie på grund av svårigheer a hia daaserier för given period. BP-maeriale är häma från OECD:s Main Economic Indicaors (MEI) och redovisas i konsana priser och PPP. Ulandes BP-daa för samliga länder är konsruera genom TCW-viker 6 från IMF. Växelkurserna är i real effekiv form från OECD:s MEI. Oljeprise är världsmarknadsprise på olja uryck som e genomsni av oljepriserna i USA, Sorbriannien sam Förenade Arabemiraen, deflaera med USA:s KPI. 7 Samliga serier är logarimerade sam indexerade ill basår Empiriska resula och analys edan preseneras saionärieses sam koinegraionses för samliga variabler. Modellen som ligger ill grund för den empiriska analysen gör gällande a produkiviesskillnader mellan länder sam uvecklingen av oljeprise är relevana besämningsfakorer för den reala växelkursens långsikiga uveckling. Give a de undersöka ländernas variabler uppvisar inegraion av ordning e [I()] sam koinegraion, kan vi undersöka hur dessa påverkar växelkursen genom a applicera koinegraionsanalys sam dynamisk OLS. För variabler uan koinegraionsegenskaper undersöks hur växelkursen reagerar på chocker över iden med hjälp av impulsrespnsfunkioner. Som ovan nämn är den reala effekiva växelkursen e må på länders konkurrenskraf när man agi hänsyn ill expor och impor. En ökning i den reala effekiva växelkursen indikerar således en depreciering med förbärad konkurrenskraf som följd. Den eoreiska effeken av en posiiv förändring av den inhemska produkivieen (inhemsk BP) är därför en appreciering av den inhemska valuan. På samma sä är effeken 6 Toal Compeiiveness Weighs. 7 A deflaera med USA:s KPI är approximaiv lika som a förs deflaera med varje lands dollarkurs och sedan med respekive lands KPI då PPP i princip är konsan. 5(27)

16 av en posiiv förändring av den uländska produkivieen (uländsk BP) en depreciering på den inhemska valuan. Effeken av en posiiv oljeprisförändring är som ovan nämn oklar ill följd av ländernas olika ekonomiska karakär. Analysen av de skaade paramerarna kommer därför a göras gruppvis enlig nämnda uppdelning i eoriavsnie (se ekvaion 3-5). 5. Saionärie De är allmän kän a e lands BP växer över iden och således ine kan vara saionära. Växelkurser har emellerid påvisa endenser ill saionärie varvid es av dessa variabler är kuym. Jag kommer således a använda ADF-ese för a esa huruvida växelkurserna sam oljeprise innehåller enhesröer. I appendix abell (A.) preseneras resula av ADF-es på samliga växelkurser sam på variabeln olja. Samliga variabler uom Sorbrianniens växelkurs påvisar enhesröer i den underliggande processen vid es med konsan på en procens signifikansnivå och kan således anas vara ickesaionära. Beräffande Sorbrianniens växelkurs så är de möjlig a förkasa hypoesen om a en enhesro exiserar i serien vid femprocensnivån, men dock ine vid en procens signifikansnivå. Vid es av mosvarande variabler under anagande om konsan och rend kan vi behålla hypoesen om a enhesröer exiserar i samliga fall uom hos Frankrikes växelkurs vid enprocensnivån. Då jag esar för enhesro vid differenierade serier uppvisar samliga variabler saionära egenskaper när jag anar konsan sam i falle med rend och konsan. Vid femprocensnivån verifierar ADF-esen den allmänna bilden av växelkurser som ickesaionära variabler. Sorbriannien och Frankrike påvisar endenser ill saionärie vid es med enbar konsan respekive med konsan och rend på enprocensnivån. De finns emellerid ine belägg för a kalla variablerna saionära varvid samliga länder i undersökningen kommer a undersökas med koinegraionsmeodik alernaiv differenierade serier i VAR-modeller. 6(27)

17 5. Koinegraion Samliga variabler kan ses som I() processer enlig ADF-esen vilke medför a jag undersöker huruvida variablerna uppvisar koinegraion. I abell () preseneras Johansens koinegraionses sam e residualbasera ADF-es. De residualbaserade esen är specificerade med växelkurs som beroende variabel. Beräffande Johansenproceduren är anale lagar besäm för a få bor all auokorrelaion i VAR-modellens residual. Vidare har jag i några fall lag ill dummyvariabler för a a hänsyn ill srukurella brypunker, orsakade av exempelvis oljeprischocker under 970-ale. Dessa är markerade med d60 eller d73 i nämnda abell. Då eserna i fåale fall visar skilda resula görs en avvägning där hänsyn as ill bland anna signifikansnivåer. De slugiliga anale koinegrerade relaioner för respekive land preseneras i sisa kolumnen. Teserna påvisar koinegraion i olv av sexon fall. Av dessa påvisar Johansens procedur en koinegraionsvekor för io av olv länder (racesaisikan för USA går precis över ioprocensnivån men kan med söd av de andra saisikorna ses som koinegrerad). De vå reserande fallen signalerar vå koinegraionsvekorer. Samliga koinegrerade länders resula verifieras med de residualbaserade ADF-ese. I vå av de fyra övriga fallen, Finland och Spanien, kan inge av eserna konsaera e långsikig jämviksläge. För Finlands del påvisar Johansenprocedurens racesaisika en koinegraionsvekor. Maximum eigenvalue sam ADF-ese påvisar dock ingen koinegraion. Jag finner således ine illräcklig med bevis för a kalla variablerna koinegrerade. I falle Spanien, påvisar ingen av Johansenprocedurens saisikor koinegraion samidig som ADF-ese ger sark söd för e långsikig jämviksläge. Orsaken ill de skilda resulaen kan sannolik hänvisas ill felakig specificering. Jag har dock ine möjlighe a inom ramen för denna uppsas analysera den korreka specificeringen. Den forsaa analysen av Spanien kommer därför a göras under förusäningen a koinegraion ine exiserar mellan variablerna. Resulaen för Spaniens variabler bör därför olkas med försikighe. 7(27)

18 Tabell Johansens koinegraionses sam residualbasera koinegraionses. Evenuella dummievariabler under respekive land P-värden under saisikor Johansens procedur Trace Maximum Eigenvalue Lag r = 0 r = r = 2 r = 3 r = 0 r = r = 2 r = 3 Residualbasera es Ausralien d60 (0.365) (0.7878) (0.5789) (0.2526) (0.825) (0.903) (0.6546) (0.2526) Danmark ** " 5 (0.0535) (0.87) (0.4627) (0.648) (0.642) (0.2079) (0.6009) (0.648) (0.009) Finland * d60 (0.0473) (0.522) (0.2263) (0.4284) (0.0506) Frankrike * * * * " 3 ( 0.000) (0.0068) (0.90) (0.366) (0.0054) (0.020) (0.785) (0.366) (0.0000) Ialien ** ** ** ** " 4 d73 (0.0562) (0.3082) (0.602) (0.05) (0.0906) (0.7546) (0.3657) (0.05) (0.0039) Japan ** * " 2 d73 (0.0730) (0.5946) (0.6278) (0.8880) (0.0387) (0.643) (0.5433) (0.8880) (0.0042) Kanada (0.292) (0.4785) (0.550) (0.3950) (0.407) (0.553) (0.548) (0.3950) (0.0562) ederländerna * ** " 6 d73 (0.0342) (0.2884) (0.2655) (0.776) (0.0530) (0.5494) (0.340) (0.776) orge * ** * ** " 3 (0.005) (0.4) (0.800) (0.050) (0.0046) (0.2842) (0.4060) (0.050) Spanien " 4 d Sverige * ** * ** " 2 (0.0056) (0.776) (0.3265) (0.0755) (0.0) (0.280) (0.5779) (0.0755) (0.0053) Schweiz * ** * * " 6 (0.000) (0.327) (0.96) (0.0544) ( ) ( 0.37) (0.4254) ( ) (0.0002) Tyskland ** " 4 d73 ( ) ( ) ( ) (0.4429) (0.037) (0.725) ( ) (0.4429) (0.0026) UK ** * " 6 (0.089) (0.7942) (0.826) (0.5569) (0.09) (0.7499) (0.8043) (0.5569) (0.0020) US * " 5 (0.052) (0.7844) (0.9789) (0.7957) (0.0299) (0.5245) (0.9683) (0.7957) (0.003) Öserrike * ** * ** "" 7 (0.0034) (0.0500) (0.3724) (0.2238) (0.0326) (0.0543) (0.4379) (0.2238) (0.0208) r r represerar es för r anal koinegrerade vekorer H0: r anal koinegrerade vekorer. *, ** signalerar signifikan på 5% respekive 0% nivån Laglängd är val uifrån Akaikes informaionskrierium sam under krierie "ingen auokorrelaion". Dummyvariabler är valda för a minimera auokorrelaion P-värde enlig MacKinnon-Haug-Michelis (999) ADF-es på residualen med varje lands växelkurs som beroende variabel. Ho: Ej koinegraion. ", "" signalerar signifikan skild från noll på % respekive 5% nivån P-värden enlig Mackinnon (996) Uppskaa anal koinegrerade vekorer efer båda es. 8(27)

19 5.2 Parameeresima I abell (2) preseneras parameeresima gjorda med Johansenproceduren och DOLS. Yerligare esima från DOLS panelskaning indela i grupperna samliga länder, oljeimporerande mindre länder (orge) sam sörre oljeproducerande länder (USA och Sorbriannien) preseneras längs ner i abellen. Koinegraionsparamerarna enlig Johansenproceduren ger blanda söd för de ursprungliga hypoeserna. Över hälfen av samliga paramerarna för inhemsk BP är signifikana. Av dessa södjer hälfen den ursprungliga hypoesen a en relaiv BP-ökning leder ill en appreciering av valuan i fråga. Om jag ine ar hänsyn ill signifikansnivåerna är re fjärdedelar av esimaen i linje med förvänan. Ulandes BP ger liknande resula på växelkursens uveckling. Fem av åa signifikana esima syrker hypoesen a en posiiv förändring av ulandes relaiva BPuveckling leder ill en depreciering av den inhemska valuan. Esimaen för oljeprise är i sor se signifikana för samliga länder. Den förvänade effeken av en posiiv oljeprisförändring för oljeimporerande länder är en depreciering av växelkursen. Johansensmeodens esima ger emellerid svag söd för hypoesen, endas vå av nio esima genererar signifikana posiiva värden. Då orges siuaion beräffande olja är excepionell behandlas lande separa. Den förvänade effeken av en posiiv oljeprisförändring är en appreciering av växelkursen på grund av den relaiv sora exporen. Parameeresimae för oljeprise med Johansenmeoden verifierar hypoesen då skaningen är negaiv. För sörre oljeexporerande länder är effeken av en posiiv oljeprischock oklar. Johansenprocedurens esima kan ill viss del verifiera dea. Sorbrianniens växelkurs förvänas deprecieras samidig som USA:s växelkurs förvänas apprecieras ill följd av en oljeprischock enlig esimaen. För e anal parameeresima är sorleken orealisisk sora och skall således olka mycke försikig. Dea är e vanlig resula när punkesima skaas med Johansenmeoden. 8 DOLS-parameerarna för inhemsk BP ger sarkare söd för eorin än Johansenproceduren. I io av olv fall är paramerarna signifikana, hälfen av dessa uppvisar resula i linje med eorin. För uländsk BP är elva av olv paramerar signifikana, sex av dessa påvisar a en posiiv uländsk BP-förändring leder ill en depreciering av respekive växelkurs. Oljeprises påverkan på växelkursen är även i DOLS-falle signifikan för elva av olv länder. Hälfen av 8 Se exempelvis Alexius och ilsson (200) 9(27)

20 de oljeimporerande länderna uppvisar posiiv ecken vilke är i linje med eorin. orge uppvisar liksom Johansenproceduren negaiv ecken vilke den eoreiska modellen föruspår. Parameeresimaen uppvisar som förväna mer realisiska resula vilke gör dem mer olkningsbara. För inhemsk BP ligger effeken av en enprocenig BP-förändring inom inervalle -,084 och -0,237 sam 0,68 och 0,96 för signifikana länder som uppvisar negaiva respekive posiiva ecken. Esimaen för effeken av en förändring i uländsk BP på respekive lands växelkurs för signifikana variabler ligger inom inervalle 0,2 och 0,96 sam -,96 och -0,34 för esima med posiiva respekive negaiva ecken. Variabeln olja påvisar en effek för negaiva variabelskaningar inom inervalle -0,03 och -0,092 sam för posiiva skaningar 0,009 och 0,5. Panelesimaen för mindre oljeimporerande länder är i linje med eorin. Enlig esimaen apprecieras växelkursen ill följd av inhemsk BP-illväx. Uländsk BP-illväx och posiiv oljeprisförändring ger enlig esimaen upphov ill en depreciering av valuan. Oljeprises effek kan emellerid ine anses signifikan då de krävs 30 procens signifikansnivå för a accepera variabeln. För panelen av USA och Sorbriannien som är sörre oljeexporörer signalerar esimaen, i likhe med de mindre oljeproducerande ländernas resula, appreciering ill följd av inhemsk BP-illväx sam depreciering med anledning av uländsk BP-illväx och posiiv oljeprischock. Inhemsk BP sam oljepris är dock ine signifikana varvid inferens för denna panel är svår a göra. Samliga ecken ligger inom e inervall för de högsa respekive lägsa esimaen för de enskilda ländernas paramerar i DOLS-skaningarna. En sammanvägning av resulaen pekar på a hypoesen håller i begränsad usräckning. Om hänsyn ine as ill signifikansnivåerna då båda modellerna analyseras påvisar dryg hälfen av esimaen ecken enlig den ursprungliga hypoesen. Om endas signifikana resula undersöks pekar omkring 40 procen av esimaen på ecken enlig den framsällda hypoesen. Då Johansenproceduren används för parameeresimering avviker inhemsk och uländsk BP mes från den ursprungliga hypoesen. Variabeln oljepris uppvisar i 22 av 24 fall signifikana esima. Borses ekonomier med oljeexpor där effeken är obesämd så är 45 procen i linje med eorin. Omfaningen av effeken är relaiv lie, vi kan emellerid dra slusasen a oljeprise uppvisar en saisisk säkerhessälld effek på respekive valua. De är emellerid svår a dra några generella slusaser om den långsikiga effeken är i linje med de eoreiska resonemange. 20(27)

21 Tabell 2 Parameeresima gjorda genom Johansenproceduren, DOLS sam Panel av samliga länder Johansen och DOLS är specificerade enlig koinegraionsese se abell () -saisika inom [ ] Johansenmeodens koinegraionsparamerar DOLS-paramerar Land BP Uländsk BP Olja BP Uländsk BP Olja Ev. dummies Danmark * * * * * ** [ ] [-3.436] [ ] [ ] [ ] [ ] Frankrike ** * * * [ ] [0.5493] [ ] [4.9684] [ ] [ ] - - Ialien * * * * * * * [ ] [.83276] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] Japan * * * * * [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] ederländerna * * * * * [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] orge *.05236* * * * * [ ] [5.7026] [ ] [ ] [ ] [ ] Sverige * ** [ ] [ ] [ ] [ ] [.75252] [ ] Schweiz * * * * * * [2.4224] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] Tyskland * * * * * * * [ ] [3.5596] [-4.853] [ ] [ ] [ ] [ ] UK * * * * * [ ] [.78470] [.896] [ ] [ ] [ ] US * * * * [ ] [ ] [-.8422] [ ] [ ] [ ] Öserrike * * * * * [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] Panel Alla Länder Små oljeimporerande länder BP Uländsk BP Olja * * [ ] [6.2463] [ ] * * [ ] [3.990] [ ] Sora oljeexporerande länder * (USA, UK) [ ] [ ] [.02347] Signifikana resula i fe sil, *, ** signalerar 5 % och 0 % signifikansnivåer 2(27)

22 5.3 Ackumulerade responsfunkioner De länder som ine uppvisar koinegraion enlig abell () analyseras genom variablernas ackumulerade responsfunkioner. 9 Responsfunkionera räknar u den långsikiga effeken av en chock på en specifik variabel, exempelvis effeken av en oljeprischock på real effekiv växelkurs. I Ausraliens fall påvisas en posiiv effek av samliga simulerade chocker. Effeken av en oljeprischock påverkar växelkursen fram ill period fyra och sabiliseras efer dea. Den posiiva effeken implicerar en depreciering av växelkursen, vilke är i linje med eorin. Uländsk och inhemsk BP sabiliseras efer vå idsperioder. Den eorieiska effeken av inhemsk BP-illväx är emellerid appreciering vilke resulaen ine påvisar. Finlands variabler har en mosa effek. Förändringar av samliga variabler orsakar en appreciering av den reala effekiva växelkursen. Till skillnad från Ausralien sabiliseras variablerna senare, i fjärde ill feme perioden. I Kanadas fall sabiliserar sig variablerna efer fyra perioder. Effeken av en oljeprischock är negaiv vilke innebär a växelkursen apprecieras, dea är i linje med eorin då Kanada exporerar olja. Effeken av en chock på inhemsk BP-illväx är lien men uppvisar endenser ill appreciering, vilke är fel enlig den eoreiska ansasen. En chock från uländsk BP-illväx uppvisar en deprecierande effek på den reala växelkursen, vilke är i linje med eorin. Effekerna av samliga variablers chocker på Spaniens valua är mer oregelbundna än de ovan nämna länderna. Samliga variabler sabiliserar sig emellerid efer omkring io år på negaiva värden och uppvisar således apprecierande effeker för samliga variabler. oera a koinegraionseserna i abell () var svårolkade för Spanien och a således även de ackumulerade responsfunkionerna måse olkas med försikighe. Enlig de ackumulerade responsfunkionerna ligger effeken av en oljeprischock på den reala växelkursen inom inervalle -0,07 och 0,06. För inhemsk sam uländsk BP ligger effeken inom inervallen -0,08 och 0,004 sam -0,05 och 0,009. Den eoreiska följden för inhemsk respekive uländsk BP-illväx är för samliga länder appreciering respekive depreciering av växelkursen. Responsfunkionerna kan i likhe med koinegraionsanalysen ine påvisa resula i linje med eorin. Impulsresponsfunkionerna för Ausralien och Kanada påvisar a växelkursen deprecieras ill följd av en posiiv förändring i inhemsk och uländsk BP. Den Finländska reala effekiva växelkursen förvänas apprecieras i båda fallen. En posiiv oljeprisförändring apprecierar växelkursen för samliga länder uom Kanada där effeken är posiiv och således indikerar en depreciering av den inhemska valuan. 9 oera a effeken av en växelkurschock på inhemsk växelkurs ine är relevan sam a samliga länder undersöks med en idshorison om io år. 22(27)

23 I samliga fall har vi probleme a sandardavvikelser ine är redovisade då E-views ine kan generera dessa för impulsresponsfunkioner med srukurella chocker. De är således ine möjlig a uala någo söd för de dokumenerade effekerna. Funkionerna kan emellerid ge en uppfaning om hur långsikiga effeker beer sig vid srukurella chocker. Figur 2 Ackumulerade responsfunkioner för Ausraliens växelkurs Olja Uländsk BP Inhemsk BP Inhemsk växelkurs Figur 4 Ackumulerade responsfunkioner för Kanadas växelkurs.025 Figur 3 Ackumulerade responsfunkioner för Finlands växelkurs Olja Uländsk BP Inhemsk BP Inhemsk växelkurs Figur 5 Ackumulerade responsfunkioner för Spaniens växelkurs Olja Uländsk BP Inhemsk BP Inhemsk växelkurs Olja Uländsk BP Inhemsk BP Inhemsk växelkurs 23(27)

24 6. Slusas Enlig den genomförda analysen kan e viss söd för den uvidgade Balassa-Samuelssonmodellen konsaeras. Johansens koinegraionsanalys sam enkel residualbaserad koinegraionsanalys påvisar e långsikig jämviksläge mellan real effekiv växelkurs, uländsk och inhemsk real BP sam real oljepris för olv av sexon undersöka länder under idsperioden 960Q ill 2006Q. För a skaa de koinegrerade vekorerna har därefer Johansens koinegraionsanalys sam dynamisk OLS använs. De skaade vekorerna för inhemsk och uländsk real BP är i flerale fall signifikana. Variabeln oljepris uppvisar relaiv små men likväl signifikana resula för i princip samliga skaade koinegraionsvekorer. För majorieen av skaningarna kan därför hypoesen, a variablerna uländsk och inhemsk BP-illväx sam oljepris driver reala effekiva växelkursers jämviksrörelser över iden, verifieras. De skaade koinegraionsvekorerna överenssämmer emellerid ine med eorin. Tros a panelskaningarna påvisar ecken enlig förvänan kan analysen för de enskilda länderna endas verifiera de eoreiska effekerna i cirka 45 procen av fallen. Dea bekräfas av de ackumulerade responsfunkionerna för variabler som ine uppvisar e långsikig jämviksläge, då de skaade effekerna av de olika chockerna endas överenssämmer med eorin i cirka hälfen av fallen. Orsaken ill de skilda resulaen beräffande huruvida den reala växelkursen deprecieras eller apprecieras ill följd av en posiiv förändring i de undersöka variablerna, beror delvis på den ekonomeriska specificeringen vid koinegraionsanalys. Den undersöka idsperioden har präglas av naionella och inernaionella makroekonomiska omsällningar. Då koinegraionsanalys är långsikig jämviksanalys är de vikig a anpassa den ekonomeriska meoden för dessa srukurella förändringar på e adekva sä. Om dea ine görs riskerar analysen a peka på felakiga samband och skaningar. Inom ramen för min uppsas har jag ej haf möjlighe a analysera och uvärdera den korreka specificeringen, vilke kan påverka den skaade resulaen. Den här uppsasen har besvara frågan om huruvida inhemsk och uländsk BP-illväx sam oljeprisillväx påverkar den reala effekiva växelkursen. För a dra säkra slusaser kring sorlek och rikning på effekerna bör emellerid alla enskilda länders ekonomeriska specificering undersökas närmare. 24(27)

25 Referenser Alexius, A. och ilsson, J. (200) Real Exchange Raes and Fundamenals: Evidence from 5 OECD Counries", Open Economies Review (4), Amano, R. och Van orden, S. (998) Exchange Raes ond Oil Prices, Review of Inernaional Economics, 6:4 sid Backus, D. Crucini, M. (999) Oil prices and erms of rade, Journal of Inernaional Economics, 50, sid Balassa, B. (964) The Purchasing-Power Pariy Docrine: A Reappraisal Journal of Poliical Economy, 76(6), s Chaudhuri, K. och Daniel, B. (998) Long-run equilibrium real exchange raes and oil prices, Economics Leers, 58, sid De Gregorio, J. och Wolf, H. C. (994) Terms of Trade, Produciviy, and he Real Exchange Rae BER Arbesrappor r.4807, Cambridge MA. DeLoach S. (200) More evidence in Favor of he Balassa-Samuelsson Hypohesis Reveiw of Inernaional Economics, 9:2, Enders, W. (2004) Applied economeric ime series, 2 nd ediion, Wiley Engle, R och Granger, C W J, (987), Coinegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica (March 987): Froo, K. A. och Rogoff K. (994) Perspecives on PPP and Long-Run Real Exchange Raes, BER Arbesrappor 4807, Cambridge MA. Harris, R. (995) Using Coinegraion Analysis in Economeric Modelling, Hemel Hempsead: Prenice Hall. 25(27)

26 MacKinnon J, (996). umerical Disribuion Funcions for Uni Roo and Coinegraion Tess, Journal of Applied Economerics,, MacKinnon J, Haug A och Michelis L, (999), umerical Disribuion Funcions of Likelihood Raio Tess For Coinegraion, Journal of Applied Economerics, 4, Maddala, G. S. Och Kim, I-M. (998) Uni Roos, Coinegraions, and Srucural Change Cambridge Universiy Press, Samuelson, P.A. (964) Theoreical noes on rade problems, Review of Economics and Saisics, 46, s Sock, J. H. Och Wason, M.W. (993) A Simple esimaor of coinegraing vecors in higher order inegraed sysems, Economerica, 6:4 sid Wooldridge, J M, (2006), Inroducory economerics 3rd ediion, Thomson Souh-Wesern 26(27)

27 Appendix A: ADF-es för samliga länders växelkurser sam för världsmarknadsprise på olja Konsan Konsan och Konsan Lag Konsan Lag Lag och Trend rend I(0) I() I(0) I() Lag Ausralien * * 0 Danmark * * 0 Finland * * 0 Frankrike * * * 0 Ialien * * 0 Japan * * 0 Kanada * * 2 ederländerna * * 0 orge * * 0 Spanien * * 0 Sverige * * 0 Schweiz * * 0 Tyskland * * 0 UK ** * * 0 US * * 2 Öserrike * * 0 Oljepris * * 0 H0: Enhesro exiserar *, ** signalerar signifikan på % respekive 5% nivån -värden enlig McKinnon (996) 27(27)