Penningpolitikens effekt på aktiekursen

Transkript

1 NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala Universie Examensarbee D Förfaare: Johnny Sener Handledare: Annika Alexius VT 2007 Penningpoliikens effek på akiekursen En sudie på svensk paneldaa

2 Sammanfaning Reporänan är en cenral ekonomisk variabel inom penningpoliiken. Förändringen i ränan påverkar inveseringar, produkionsnivå och inflaion, däribland akiepriser. Effeken av en förvänad ändring av ränan kommer a avgöra ränekänsligheen på olika akiepriser. Syfe med den här uppsasen är a undersöka och avgöra om de förekommer skillnader i ränekänslighe mellan olika akieindex genom a illämpa insrumenvariabelmeoden, i form av den generaliserade momenmeoden (GMM). Resulae i uppsasen yder på a vissa akieindex enderar vara mer känsliga för en höjning- respekive sänkning av ränan. Branscherna fasighe- & finans sam IT har benägenhe a drabbas av en högre ränerisk genemo läkemedel, elekom- och verksadsindex. Marknaden för olika akieindex ser olika u i form av anal akörer, konkurrens och riskbenägenhe. Dea är orsaker ill a de råder sörre känslighe för en del branscher vid en räneförändring. Nyckelord: Akieindex, Förvänningar, GMM, Konsisen, Reporäna, Sarganes 2

3 Innehållsföreckning Sid 1. Inledning Teori Ränan som ekonomisk variabel Korrelaionen mellan akiekurs och räna A esa effeken av en räneförändring Tidigare sudier Ekonomerisk meod Vänevärdesrikighe Insrumenens egenskaper Daa Resula Regressionsskaning Tes av insrumenens validie Grafisk översik Slusas...22 Referenser...24 Appendix I

4 1. Inledning Marknaden för inveseringar av olika slag har vuxi krafig under de senase åren. För a invesera i en illgång kräver marknaden en avkasning uöver den riskfria ränan, som sår i förhållande ill den ränerisk som inveseringen usäs för. De leder ill a räneförändringar påverkar avkasningen på alla finansiella illgångar, möjligen i olika grad. Reporänan som är Riksbankens vikigase insrumen a syra penningpoliiken i Sverige har egenskapen a direk påverka inflaionen, produkionsnivån och därill akiepriserna. Förändringar av den förvänade banan för Riksbankens reporäna får effek och förändrar priserna omedelbar. A framida räneändringar påverkar akiekursen är allmän kän. En höjning av reporänan indikerar a akiekurserna faller, efersom de ökar inciamenen och eferfrågan a omfördela och placera i andra insrumen som ränebärande papper. En sänkning av ränan ger en mosa effek. A hanera den ränerisk som akieprise usäs för är av sor vik, ine mins vid ill exempel förvalning av kapial för a minska volailieen i avkasningen. Effekerna av en förändring av ränan yder på a vissa branschindex enderar a vara känsligare än andra, ill exempel för a de förvänade vinserna i vissa branscher ligger längre framå i iden och därför diskoneras mera. Uppsasen syfar ill a få en klarare bild av de kvaniaiva effekerna av en oförvänad räneförändring på olika branschindex. Då en händelse i idpunken påverkar både ränan och akiepriserna måse sambande mellan variablerna esimeras med hjälp av insrumen som är valida och relevana, de vill säga som ine är korrelerade med ubudschocker i period. Samidig som insrumenen är korrelerade med räneförändringarna under samma idsperiod. Syfe med den här uppsasen är a undersöka och analysera hur sor inverkan oförvänade förändringar av reporänan får på olika akiekurser indelade i e anal svenska branschindex. Uppdelningen görs mellan olika yper av branscher för a sudera om de föreligger skillnader mellan dessa och för a avgöra vilka index som är mes ränekänsliga. 4

5 Branscherna är uvalda uifrån krierierna a varje index ska beså av mins io akier sam ugöra mins fem procen av den oala vikningen på Sockholmsbörsen. Då den kora re månaders ränan mäer förvänad framida reporäna över räneperioden, de vill säga hur sor räneförändringen skall bli, finns inge behov a framsälla förvänningarna på en räneförändring. Dea då förvänningarna redan inkluderas i ränenoeringen samidig som marknadens akörer är raionella och känner ill all illgänglig informaion. De gör a förändringen av re månaders räna avspeglar ändringar i den förvänade framida reporänan. Uppsasen avgränsar sig därmed ill a enbar lösa probleme med a undersöka oförvänade förändringar av reporänan, efersom om förändringen är hel förvänad av marknaden blir den effeken obeydlig. Resulae av sudien yder på alla de skaade akieindex erhåller förvänningsrikiga esima och är känsliga för både en höjning respekive en sänkning av reporänan. De gav e signifikan resula på alla branschindex. Resulae påvisar även a de exiserar skillnader mellan de olika akieindexen. Branscherna fasighe- & finans och IT uppvisar sörre negaiv signifikan resula än de övriga re. Dea kan möjligen förklaras av a akiekurser i dessa index verkar näsan uesluande med verksamheer där de råder fri konkurrens och kraven är hårda för a lyckas, vilke ökar risknivån. Uppsasen är srukurerad på följande sä. Näskommande avsni behandlar den eori som jag ugår ifrån för a esa förändring i fem olika akieindex vid räneförändringar. Efer de följer en genomgång av vad idigare förfaare kommi fram ill genom a använda samma meod, men på olika likvida marknader. I avsnie därefer behandlas de modeller och ekonomeriska insrumen som jag har använ mig av för a kunna mäa ränekänsligheen. I avsni fem beskrivs daamaeriale. Därefer preseneras undersökningens resula. Sluligen dras en slusas, därefer preseneras svårare härledningar i appendix. 5

6 2. Teori I dea avsni ämnar jag a presenera den eori som ligger bakom räne- och akiesrukuren. De följs därefer av eorin bakom es av effeken av en räneförändring. Avsnie inleds med en beskrivning av den ekonomiska variabeln räna. De följs därefer av kausalie mellan den sorheen och akieprise. Jag avsluar med e övergripande del av hur man esar ränans effek. 2.1 Ränan som ekonomisk variabel Ränan är en cenral och genomgående variabel inom ekonomisk eori. Den är en av de vikigase makroekonomiska variablerna vid inveserings och värderingsbeslu. Den är även av avgörande beydelse vid prissäning av olika finansiella illgångar. Den ses som relaivkosnaden för id mellan långivare i period e som avsår från sin konsumion ill lånagare i period vå. Då ränan avspeglar prise på id mellan vå perioder är de en mängd olika fakorer som besämmer sorleken på ränan. För a åskådliggöra dynamiken mellan räna och löpid måse den så kallade avkasningskurvan användas. Avkasningskurvan visar ränan för olika placeringar som en funkion av löpiden. Kurvans useende kan se olika u beroende på ränans egenskaper. 1 De finns re välkända hypoeser om ränans srukur och dess beydelse som ekonomisk variabel. Dessa är förvänningshypoesen, likvidiespreferenshypoesen och marknadssegmeneringshypoesen. Förvänningshypoesen baseras på a den långa ränan besäms genom förvänningar om den kora ränans framida uveckling. De långa ränorna som känneecknas av a de innehar en löpid längre än e år, värderas som de förvänade värde av sammansaa kora ränor. De gör kora och långa ränor ill perfeka subsiu. Give dea kan man belysa de med forwardräna enlig följande, (,τ T ) y = f, ( 1 ) 1 Luenberger, (1998), pp

7 där f är forwardränan som är en funkion av, vilke är den idpunk som är överenskommen räna för omfördelning av kapial vid τ, som sår för framida idpunk som förfaller på idpunk T. Om vi manipulerar funkion () 1 och skriver om den ill en ekvaion får vi e fullsändig uryck enlig följande, n ( 1 + ) = ( 1+ s ) ( 1+ f ) ( 2 ) s n + n där s n är den långa sporänan, s nuvarande sporänan och forwardränan. f + den förvänade framida n Av ekvaion ( 2 ) framgår de a de ine ska finnas sysemaiska skillnader mellan sporänan och forwardränan, vilke implicerar a riskpremien mellan kor och lång räna är konsan och lika med noll. 2 Likvidiespreferenshypoesen lägger i sälle vik på a den långa ränan är mer riskfylld, vilke beror på a prognoser för en längre period framå i iden måse göras. Dea kan därmed leda ill sörre risk för felesimaioner. För a invesera i denna räna kräver inveseraren en riskpremie som är signifikan skild från noll. Den långa ränan besår allså ine bara av marknadens förvänningar för framida kora ränors uveckling, uan även av en riskpremie. För a invesera i forwardränan kräver placeraren a denna räna skall vara högre än sporänan för a kompensera sig för ränerisken. Dea är även orsaken ill a avkasningskurvan har en konvex uveckling. Den sisa hypoesen som avgör ränans srukur är marknadssegmeneringshypoesen. Denna hypoes innebär a den kora och den längre ränan ine är perfeka subsiu. 2 Luenberger, (1998), pp

8 De beyder a inveserarna på marknaden har olika riskprofil och preferenser beroende på vilken marknad de verkar på. Av denna anledning påverkas ine ubud och eferfrågan av räna med en viss löpid av en annan räna med annan löpid. I sälle avgörs sporänan av jämviksränan jus på den marknaden. 3 Alla dessa re hypoeser förklarar a förändringar av den kora re månaders ränan kan sägas avspegla förändringar i den förvänade framida syrränan. Dea efersom den redan allid inkorporerar all känd informaion i den akuella ränenoeringen, vill säga a den förvänade förändringen äger rum innan den fakiska ändringen av reporänan. De gör de beydelsefull a sudera de oförvänade ändringar av reporänan. 2.2 Korrelaionen mellan akiekurs och räna E akiepris är en funkion av flera olika variabler av vilka en är ränan. Ränan är exogen given variabel i korrelaionen mellan akiekurs och räna och påverkar ine bara akiekurser direk uan även indirek via sambande med andra ekonomiska variabler. Dessa fakorer uppvisar både linjära och ickelinjära förhållande med ränan och förändras vid en ränerörelse, som i sin ur kommer a påverkar akieprise. Dea gör de komplicera a avgöra akiekursens korrelaion med ränan i jämförelse med andra finansiella illgångar. Uöver räneförändringar finns de många andra elemen som påverkar akieprise, vilke gör a de kan vara svår a avgöra vilka prisrörelser som är resulae av jus en räneförändring. För a avgöra hur sark den korrelaionen är mellan akiekurs och räna måse andra beroende fakorer hållas konsana i modellspecifikaionen. 4 Vid exempelvis en ränehöjning kommer effeken av den höjda räna ränan under ceeris paribus anagande a ge lägre akiepriser. Dea beror på a de framida förvänade kapialflöderna diskoneras med en högre räna, vilke leder ill e lägre nuvärde. De 3 Luenberger, (1998), pp Ibid, pp & 141 8

9 negaiva kausala sambande vid en höjning av reporänan mellan akiekurs och reporäna blir sarkare ju längre fram de förvänande kapialflöderna diskoneras A esa effeken av en räneförändring För a kunna avgöra effeken av en räneförändring på akiekursen måse vi sälla upp en regression, där variablerna är möjliga a skaa. Från den skaade modellen erhålls sedan förvänningrikiga och konsisena esimaorer för a kunna dra godyckliga slusaser. Genom a vi är inresserade a få fram förändringen i reporänan mellan idpunk och +1 (förändringen på angenen i avkasningskurvan), säer vi förändringen i akiekursen som beroende variabel och räneförändringen som den oberoende variabel i den modellen som skall esimeras, som vi får enlig följande, Δs = 0 + β1δi β + ε 6 ( 3 ) där β 0 är en posiiv konsan, β 1 är förändringen i akieprise, Δi är den procenuella förändringen i ränan uryck i punker mellan idpunk och + 1sam ε sår för residualen som represenerar andra fakorer än penningpoliik som påverkar akiekurser. För a urskilja effeken mellan en ränehöjning respekive en sänkning lägger vi ill dummy en variabel för ekvaion () 3, vilke vi då kan skriva om modellen enlig följande, Δs = β 0 + β1δi Dh + ε, ( 4.1) Δs = β 0 + β1δi Ds + ε ( 4.2) där Dh är dummyvariabeln som sår för en höjning och anar värde e () 1 och Ds för en sänkning som också får värde e ( 1. ) 5 Honda & Kuroki (2005) 6 För a modellen ska kunna skaas måse man ana a ( E) ε = 0 9

10 Ekvaion ( 3 ) används ofa för a skaa och analysera ränekänsligheen för olika akiepriser. Om modellen är förvänningsrikig och esimaorn konsisen, skall eses nollhypoes hålla. Dea skulle innebära a modellens gilighe skall hålla simulan. 3. Tidigare sudier I avsnie kommer jag a gå igenom vad idigare förfaare har kommi fram ill vid sina empiriska undersökningar. Då effeken av penningpoliiska ågärder är allmän kän på vilken effek den får på akiekursen, kommer jag endas a fokusera på e par sudier som har illämpa samma ekonomeriska insrumen. Tidigare sudier som har sudera evenuella branschspecifika skillnader i ränekänslighe har genomförs framförall på de amerikanska och japanska akiekurserna. En del sudier har även sudera den europeiska marknaden, då framförall den briiska och yska, men ine i lika sor uräckning som de föregående. Dessa undersökningar har ugå från den så kallade federal arge rae 7 sam från inhemska kora ränesserier på sasskuldsväxlar. En del förfaare har val a sudera månalig daa, merparen använder dock dagsdaa. Tidigare undersökningarna har även genomförs under varierande anal år med räneförändringar, men de flesa håller sig inom en idsperiod mellan år. Bernanke & Kuner (2004) och Chen e al. (1999) esade om de förekommer någon skillnad mellan olika akieindex vid en räneförändring. I sudierna valde de fyra respekive sex branscher i olika illgångslag. De förkasade nollhypoesen och fick e negaiv och signifikan resula i alla branscher, vilke gav söd å a de exiserar skillnader. De drog slusasen a räneändringar leder ill minskade akiekurser, där avvikelserna i ränekänsligheen mellan olika akieindex är marginell. Samidig kom de även fram ill a de förekommer markan skillnader mellan branscherna, där finansindex är mer känslig än indusriindex. 8 För a avgöra den fakiska effeken gör de en skillnad mellan förvänad och oförvänad förändring av reporänan, genom a differensera för illgänglig informaion som redan finns på marknaden. De vill säga de eliminerar effekerna som 7 Federal arge rae är den amerikanska mosvarigheen ill reporänan 8 Bernanke & Kuner (2004) Chen e al. (1999) 10

11 anses vara förvänade. Därmed kan ge de möjlighe a avgöra hur sor den verkliga effeken är på akieprise. Bomfirm (2003) uppmärksammade även a priserna i akieindex för sällanköpsvaror är relaiv mer känsliga för en räneändring än andra. 9 Flannery & James (1984), Gilibero (1985) sam Sevenson (2002) som enbar esade e fåal branscher försärke idigare slusaser. De påvisade med yska akieindex som besår av akiekurser på finansiella inermediärer och krediinsiu a effeken av en räneändring slår u mer på dessa, vilke påverkar avkasningen och inveseringsbesluen i högre grad. Båda dessa sudier använde kora idsperspekiv med fåal observaioner, i form av vå respekive re år. I den sudien gör de ingen skillnad mellan förvänad och oförvänad förändring, vilke skiljer undersökningen från de övriga. 10 Lee & Nieha (2001) försärke resonemange genom a esa för uvalda branscher i sju uvalda indusrialiserade saer. Även i den sudien förkasade de nollhypoesen a ränekänsligheen skiljer sig mellan alla branschindex. Olikheerna bland branscherna olkades som a de var sörre för de mognare och mer likvida marknaderna där volailieen är hög. Dea konsaerades främs i USA, Frankrike och Sorbriannien, vilke olkades som a skillnaderna blir beydlig mindre om man undersöker mindre marknader. Även i den sudien undersöks endas de oförvänade effekerna. 11 Seiler (1998) som esade skillnader i ränekänsligheen emellan olika branschindex från den amerikanska marknaden och kunde ine förkasa hypoesen, a de förekommer skillnad mellan akieindexen. Undersökningen yder på a de ine exiserar en signifikan skillnad mellan alla branschindex, som under vissa omsändligheer kan råda och påverka resulae. Dea olkades som a effeken av räneförändringar ine borde påverka alla akiekurser i olika grad. Orsaken skulle kunna finns i a alla räneförändringar är 9 Bomfirm (2003) 10 Flannery & James (1984) Gilibero (1985) Sevenson (2002) 11 Lee & Nieha (2001) 11

12 förvänade, efersom marknaden förvänas vara effekiv. Då diskoneras effeken i akiepriserna redan innan en räneförändring äger rum. 12 De vill säga a kurserna skall ha korrigeras för effeken, före en ändring av reporänan är besämd och slår igenom i prise. Enlig den sudien kan orsaken även vara a i de möen där beslu as om reporänan är förubesämda. Därmed kan inveserarna anpassa och ändra sina förvänningar innan de har besäms om ändring av reporänan. 4. Ekonomerisk meod I följande avsni kommer jag a redogöra för den meod jag använder för a esimera hur akiekursen påverkas när reporänan ändras. Efersom variablerna akiekurs och räna besäms simulan kommer punkesimaen a förknippas med vissa problem. Probleme är a både dessa variabler påverkas av chocker mellan idpunk och + 1. I dea avsni diskueras varför GMM (Generalized Mehod of Momens) är en vänevärdesrikig esimaor, de vill en esimaor som ine är förknippad med bias. Avsnie kommer jag a avslua med a beskriva insrumenens egenskaper i form av relevans och validie. 4.1 Vänevärdesrikighe Enlig ovan måse man använda en insrumenvariabelmeod för a skaa modellen i ekvaion () 3, efersom chocker som inräffar mellan idpunk och + 1 påverkar både marknadsränan och akieprise simulan. I uppsasen har jag enlig idigare undersökningar använ den generaliserade momenmeoden (GMM), som är en skaningsmeod uvecklad av Arellano och Bond (1991) för a esimera och analysera observerade linjära sysem. 13 En insrumenvariabel ( IV ) beecknas med värde Z och kommer a användas för a undvika problem med korrelaion mellan den oberoende variabeln och felermerna i modellen. Vi vill då esimera följande modell: 12 Seiler (1998) 13 Arellano & Bond (1991) & Wooldrige (2001) 12

13 ˆ Δi = 0 + β1z1 β + ν ( 5 ) där Δ î är den del av ränan som är korrelerad med insrumene men ine med felermerna i ekvaion (3), Z är insrumene och ν är residualen. I näsa seg används den rensade variabeln Δ î i ekvaion () 3: Δ s = β + β Δˆ + ε 0 1 i ( 6 ) där β 1 är en vänevärdesrikig skaning. 14 När vi skaar ekvaion ( 6 ) med GMM kommer vi a erhålla esimaens sandardfel, som ska uppfylla de vanliga egenskaperna i form av förvänningsrikighe och minsa varians. A OLS är biased och insriumen måse användas kan illusreras av följande ekvaioner: [ β ] = β + COV ( Y, ) / COV ( Y X ), ( 7 ) E, 1OLS 1, OLS ε där den andra ermen är skiljd från noll efersom ränan är korrelerad med felermerna. På mosvarande sä kan vänevärde av ren IV-esimaor skrivas som: [ β ] β + COV ( Z, ) / COV ( Z X ) E, = () 8 1, GMM 1, ε där den andra ermen nu är noll efersom insrumene örär okrorrelera med felermerna. Dea innebär a OLS ine är någon valid regressionsmeod, om den oberoende variabeln som är ränan påverkas av residualen. Då egenskaperna av esimaorn som OLS skaar leder ill a esimaorn med OLS skaningen blir icke förvänningsrikiga, (bias) och inkonsisena i form av den andra ermen i ekvaion ( 7 ) Wooldrige (2002) p. 83 & Wooldrige (2003) p

14 Fördelen med GMM skaning blir här i mosas ill 2SLS 16 a de enbar krävs fördelningsspecifikaioner för e fåal momen isälle för hela fördelningen, som med OLS som kräver fler anagande för a erhålla en god esimering. De löser probleme som ill exempel endogenie som allså är förknippad med OLS-skaning. Som i dea fall är ränans effek som ska förklara a e viss ufall förklaras. 17 Dea leder ill a meoden resulerar på så sä i en relaiv enkel lösning som ger förväningsrikiga och konsisena skaade esima. Samidig som de följer en Gaussian fördelning (asympoisk normalfördelad), 18 vilke kommer a möjliggöra för inferens. OLS-meoden ger bias i skaningarna när residualen är korrelerad med den oberoende variabeln Insrumenens egenskaper När vi skaar med insrumenvariabel ekniken vill vi ha e gilig insrumen, vilke förusäer a insrumene måse vara okorrelerad med residualen eller de chocker som inräffar mellan idpunk och + 1. E lämplig val av insrumen är den laggade ränan mellan idpunk 1 och, efersom den ine rimligen kan vara relaerad ill chockerna mellan och + 1. Dessuom ska insrumene vara hög korrelera med den endogena variabeln. Dea kallas för insrumenes relevans och kan mäas på olika sä. I den här undersökningen rapporeras endas korrelaionen mellan insrumen och den beroende variabeln, de vill säga mellan förändringen i re månaders ränan idag och förändringen i re månaders ränan laggad en dag, löpande under hela daaperioden. Korrelaionen mellan insrumene och residualen respekive mellan insrumene och den oberoende variabeln ges enlig ekvaionen nedan, cor cor [ ε ] Z, = 0 [ Z, i ] 0 Δ ( 9.1) ( 9.2) 16 2SLS är en alernaiv modell ill OLS med samma anaganden, men som ine ger biased esima 17 Campbell e el. (1997) pp. A.2 - A.4 18 Är en av förusäningarna för a modellen ska kunna esimeras 19 Pindyck & Rubinfeld (1998) p

15 I modellspecifikaionen som skaas med insrumenvariabel meoden som ill exempel GMM måse insrumenens relevans och validie undersökas. Validie undersöks med hjälp av de så kallade J-ese. De beecknas även Sargan eller Hansens es 20. I ese undersöker man om momenen i meoden är illfredsällda, de vill säga a meoden är korrek specificerad där insrumene skall vara okorrelerad med felermen i ekvaion ( 3. ) Under nollhypoesen a modellen är gilig och rä specificerad är fördelad med ( n k) frihesgrader nr asympoisk 2 χ - För a vidare undersöka modellen genomför vi Hausmans es, vilke innebär a vi esar om de finns en signifikan skillnad mellan OLS-esimaorn och GMM-esimaorn. Om skaningarna från de båda meoderna ine skiljer sig signifikan drar man slusasen a OLS är gilig. Under nollnollhypoesen är OLS-esimaen konsisena (och effekiva) medan esimaen skaade från GMM är konsisena under både noll- och alernaivhypoesen. Dea möjliggör för a modellen är rä specificerad. 22 E anna problem med finansiella idsserier som kan uppså, föruom med auokorrelaion 23 som GMM meoden korrigerar gäller anagande om heeroskedasicie, de vill säga variansen av residualerna är ine konsan. [ z] E ε VAR ( ε ) ( 10 ) där ekvaion ( 11 ) innebär a modellskaningens residualer beror på en del av värde på den beroende variabeln (som här inkluderar insrumene laggad räna). För a korrigera sandardfelen så a de blir giliga även vid heeroskedasicie och auokorrelaion används Newey Wes s variansskaning. 20 Namne Sargan kommer framöver a användas som beckning på ese 21 Campbell e el. (1997) pp. A.2 - A.4 22 Pindyck & Rubinfeld (1998) pp Innebär a de förekommer korrelaion mellan residualserierna i regressionsskaningen 15

16 ˆ ( 11 ) 2 ε α + α X + υ = 0 1 där 2 ˆε är kvadraen på de skaade residualerna från ekvaion ( 6 ) Dea innebär a skaningarna konvergerar ill de sanna värdena när anale observaioner ökar, de vill säga variansskaningen minskar. Om nollhypoesen íne förkasas yder de på a vi ine har någon heeroskedasicie. 24 För a undersöka insrumenens relevans de vill säga hur sark med X parameern (ränan) definierar vi korrelaionen enlig följande, Z variabeln korrelerar ( Z, X ) COV ( Z, X ) σ z σ = ( 12 ) ρ / där σ z och σ är insrumenes respekive den regressorn sandardavvikelse De är e må på den linjära anpassningens syrka och möjliggör jämförelse mellan insrumenvariabeln och den oberoende variabeln. 5. Daa De daa som jag använder för skaning av modellen är dagsdaa i form av sex olika finansiella idsserier på fem olika aggregerade branschindex sam ränan på sasskuldsväxlar med en löpid på 90 dagar. Orsaken ill a undersökningen bygger på dagsdaa är a längre daa som veckodaa och månaligdaa ine är adekva för a äcka påverkan på korsikiga räneeffeker på dessa branscher. Ränan är baserad på årsbasis men jag använder mig av dagsnoeringen genom a välja u för akuella dagar under den uvalda idsperioden. Då Riksbanken konrollerar och har möjlighe a syra ränan på dagslånemarknaden blev 90-dagars räna på sasskuldsväxlar e naurlig val av en räneserie, som en oberoende variabel. Varje gång denna räna ändras kommer 24 Pindyck & Rubinfeld (1998) pp

17 förvänningarna på reporänans bana redan juseras för förändring, vilke är e sä a mäa oförvänade förändringar i reporänan, som innefaas i den dagsakuella ränenoeringen. Därmed inräknas den ändring av reporänan som Riksbanken förvänas genomföra. De fem branschindex är i form av indusriindex, elekomindex, ITindex, läkemedelsindex sam finans- & fasighesindex. Dessa är slukurser baserade på AFGX och är från Ecowins daabas från idsperioden ill Branscherna är uvalda uifrån krierierna a varje index ska beså av mins io akier sam ugöra mins fem procen av den oala vikningen på Sockholmsbörsen. Även om en del branschindex som exempelvis elekom har en relaiv sörre vikning på de oala börsvärde genemo ITindex, så besår de försnämnda index av förre akier ill anale. Anale dagsobservaioner för a skaa modellen är summerade ill 1252, vilke mosvarar fyra år där varje år innehåller 249 noeringsdagar i genomsni. Dea möjliggör för a även avgöra hur ränekänsliga dessa akieindex är vid både en höjning respekive sänkning av reporänan. Även ränan är från Ecowins daabas och äcker samma idsperiod med lika många observaioner. I de fall som de ine har funnis någon noering på ränan på grund av a marknaden ine har vari öppen ill skillnad från akiemarknaden har dessa dagar exkluderas. Dessa var fyra dagar och minskade anale observaioner i daamaeriale med lika mycke. 6. Resula I dea avsni redovisas de resula som jag har kommi fram ill i sudien. Förs preseneras och olkas resulae av regressionsskaningen av modellen som åerfinns i avsni 4.1 respekive 4.3. Därefer går jag igenom resulae på de uppsällda eserna, i form sorlek och ecken, sam redogör varför dessa resula förvänas. För a få en bäre översik framsälls sluligen resulae grafisk. 6.1 Regressionsskaning Av abell 6.1 framgår esimaen som skaades enlig ekvaion ( 6 ). 17

18 Tabell 6.1 Esimaen från modellskaningen med sandardfel och DW-saisiska sam -värden inom parenes Index Esima ( 1 ˆβ ) Sandardfel DW-saisiska Fasighes- och finansindex - 0,0677 * - 0,0003 0,0033 (- 14,4697) *** Indusriindex - 0,0119 * - 0,0042 0,0019 (- 22,1188) *** ITindex - 0,0492 * - 0,0063 0,0027 (- 29,6861) *** Läkemedelsindex - 0,0067 * 0,0108 0,0330 (- 7,9856) *** Telekomindex - 0,0135 * - 0,0020 0,0021 (- 19,3834) *** * Indikerar a parameerskaningen är saisisk signifikan på 5 % signifikannivå ** Sandardfelen är juserade för heeroskedasicie enlig Whies es *** Inom paranes anges -saisikan med n-k-1 frihesgrader Tesresulaen visar a de fem esimerade paramerarna påvisar e negaiv signifikan resula, de vill säga a oförvänade förändringar i ränan har signifikan effek på akiekursen. De innebär a alla akieindex är ränekänsliga vid en förändring i reporänan, vilke i sin ur innebär a ränerisken i akieprise kommer a öka vid en ränehöjning. Dea leder ill a indexen skiljer sig å med avseende på deras ränekänslighe. Resulae yder på a branschindexen fasighe- & finans sam IT är mer ränekänsliga än de övriga. Indusrindex förvänas minska med 0,0119 procenenheer när ränan förvänas ökar med en procenenhe, samidig som övriga påverkande variabler hålls konsana. Med marginella skillnader förvänas minskningen bli ungefär lika sor för elekomindex. De sora undanage i ränekänslighe mellan branschindexen är a resulae yder på läkemedelsindex är mins ränekänslig. Branschen förvänas minska med 0,0067 procenenheer när ränan ökar med en procenenhe. 18

19 Anledningen ill a alla de undersöka indexen påvisar e signifikan resula är a förvänade framida räneförändringar redan inkorporeras i akieprise innan den fakiska ändringen äger rum, vilke kan förklara a de ine blir någon yerliggare effek på akieprise efer ändringen. Efersom Riksbankens direkionsmöen om en ändring i reporänan redan är planerade sedan idigare, så kommer ränan a öka eller minska de anale punker som marknadens akörer förväna sig innan den ändringen. Skillnaden mellan ränekänsligheen för främs fasighe- & finans och andra sidan verksadsindex kan förklaras av a bankernas verksamhe i form av in- och ulåning av ränan sker på kora löpider, vilke gör a ränerisken ökar för marknaden. Då riskbenägenheen ökar a låna u eller invesera yerliggare, som implicerar ill högre kosnader för verksamheens finansiering. Läkemedelsindex påverkas ine i lika sor usräckning av en räneförändring. De kan förklara av a marknaden är likvid och mogen där flera föreag kan eablera sig. De innebär a den fria konkurrensen kommer a påverka akiekursen och som sedan anpassas ill en jämviksnivå. Vid en ändring av ränan enderar akiekursen a jusera för denna förändring, men ine lika sor som övriga branscher. På så sä är denna index mindre ränekänslig. Samidig enderar högre räna a ha sörre effek på akiekurser än förändringar som innebär en lägre räna än förväna, vilke ökar inciamene a läkemedelsindex känneecknas av en lägre ränerisk. 6.2 Tes av insrumenens validie I denna del redovisas resulae från eserna som avgör insrumenes validie sam om modellen är korrek specificerad, de vill säga modellens relevans. Dessa eser är beydelsefulla för den ekonomeriska modellen i avsni fyra, vilke är avgörande för a kunna dra korreka slusaser. 19

20 Tabell 6.2 Tes ufalle för Sargan respekive Hausman-ese sam korrelaionen mellan insrumene och regressorn Tes Tesvärde Sargan 0,3261 * Hausman 0,4260 * Korrelaion 0,7452 ** * Anyder a Sargan- och Hausman-saisikan ej påvisar e signifikan resula på 5 % signifikannivå ** Visar a e sark linjär samband mellan laggad räna och förändringen i ränan, i idpunk Tabell 6.2 yder på a de både resulaen från Sargan respekive Hausman es är mindre än de kriiska värde ( 0,3261 3,84) och (,4260 3,84) 0, vilke beyder a vi ine förkasar nollhypoesen. Dea innebär a insrumene är gilig och användbar a applicera på modellen. Därmed är modellen valid och rä specificerad för a kunna esimeras. Problemen som vidare kan uppkomma är a syrkan på insrumene är ine illräcklig sark för a kunna ersäa den uelämnade variabeln. Den kommer då a leda ill a realieen i modellen blir lägre, efersom korrelaionen mellan insrumene och den endogena variabeln ine blir illräcklig sark, vilke har uppäcks av ese. Samidig är korrelaionen med förändringen i ränan under idpunk och laggad räna illräcklig hög, vilke yder på a insrumene är relevan för modellen. OLS esimaorn har egenskaperna i form av effekiv och konsisen esimaorn, medan parameerskaningar med insrumenvariabel meoden (GMM) är konsisen både under noll- och alernaivhypoesen. De innebär då a de ine finns någon signifikan skillnad mellan de både esimeringsmeoderna. Då esimaorn från OLS skaningen är effekiv ill skillnad mo a skaa meoden med en insrumenvariabel, föredras OLS som meod a skaa esimaorn. Men andra å sidan är en förvänningsrikig esimaor önskevärd, efersom variaionen då minskar och vi erhåller konsisens mellan skaningen och den sanna parameern. 20

21 6.3 Grafisk översik Figur 6.1 Grafisk framsällning av de skaade paramerarna 0 Fas & fin Indu IT Läk Tele -0,01-0,02 procenenhe -0,03-0,04-0,05-0,06-0,07-0,08 fas fins indu IT läke ele Figur 6.1 visar hur den observerade ränekänsligheen skiljer sig år mellan de olika branscherna. Därifrån kan vi besämma effeken av de fem suderade akieindexen, när ränan förvänas ökar med en procenenhe. De ger en ydlig bild på a de förekommer skillnader i ränekänslig mellan svenska branschindex. De ger även en avgörande syn på a fasighe- & finans sam ITindex påverkas mer av ränans rörelse än de övriga suderade branscherna. Vi kan även observera a endas förekommer marginella skillnader i ränekänsligheen mellan indusri- och elekomindex, vilke yder på a ränerisken är näsan idenisk för dessa branscher. De ger möjlighe för olika inressener a a hänsyn ill denna risk genom a omfördela sina illgångar ill andra insrumen. Figuren ger indikerar också bevis på a läkemedelsbranschen enderar a vara mins känslig när ränan siger med en procenenhe, samidig som effeken från andra påverkande variabler hålls konsana. 21

22 7. Slusas Tidigare undersökningar kring reporänans oförvänade effek på akiekurser har visa a ufalle ine är hel give. Sudier på de mer likvida och volaila marknaderna yder på a akiekurser är känsliga för en räneförändring. De beyder a ränerisken i prise kommer a öka vid en höjning av reporänan. Vid en sänkning enderar effeken a bli den mosaa. Hur skiljer sig då ränekänsligheen mellan svenska akieindex? Finns de belägg a de förekommer skillnader i ränerisken mellan svenska akieindex och andra index från de sörre marknaderna? Då slusaser av undersökningar på de sörre marknaderna yder på e negaiv signifikan resula ger resulaen i denna uppsas belägg a följa och försärka resonemange yerliggare. Resulae följer idigare sudier efersom de förekommer skillnader i ränekänsligheen även mellan svenska akieindex. Under förusäningen a akiekurser enderar a korrelera sark med andra pariella oberoende variabler, har denna sudie i likhe med andra undersökningar illämpa insrumenvariabel meoden (GMM). Den modellen har anpassas och modifieras för a kunna esimera beakoefficienerna för finansiella idsserier på e illförlilig sä. Även om idsserier förknippas med en del problem som auokorrelaion och heeroskedasicie, anpassas kovariansmarisen för a ge korreka sandardfel och därigenom korrek inferens. De efersom sickprovsegenskaperna visar illräcklig små sandardfel. Egenskaperna i form förvänningsrikighe och konsisen på de skaade esimaen ger söd på a insrumene för modellanpassningen är gilig samidig som de följer en asympoisk normalfördelning. Resulae yder på e negaiv signifikan resula för alla de undersöka branschindexen, vilke yder på a svenska akieindex påverkas i sörre usräckning av förändring i reporänan. De innebär i sin ur a de förekommer skillnader i ränekänslighe. Fasighe- & finans sam ITindex är ill skillnad mo övriga index de branscher som påverkas och drabbas mer av ränans effek. Behoven av a förklara orsaker för dessa skillnader är sora för alla inressener. Då graden av riskbenägenhe och inveseringsmöjligheer är olika sor mellan branscherna yder de på a risken i ränan kommer a öka när ill exempel reporänan förvänas siga. Den relaiva skillnaden mellan ränekänsligheen mellan indexen kan förklaras av den ökade fria konkurrensen på marknaden. De beyder a anale akörer som har slagi sig in på marknaden och 22

23 därmed uradera anale arbirage illfällen. De innebär a akiekursen kommer a ändras och sabilisera sig på en viss jämviksnivå. Efersom läkemedelsindex enderar a vara mins känslig för oförvänad förändring av reporänan är orsaken a påverkan av ränans effek ine är lika sark för denna index, uan andra variabler har sörre beydelse i form av paen, inciamenen a forska och uveckla. Då esresulaen visar på a förvänade förändringar i reporänan ine är signifikan skild från noll, skiljer sig den här uppsasen i viss grad från andra idigare underökningar. De vill säga a jag skiljer u de förvänade framida ändringar på e annorlunda sä. De sker genom a endas de oförvänade förändringarna av reporänan har en effek på akieprise, efersom marknadens raionella akörer juserar sina förvänningar, vilke direk avspeglar sig i den akuella ränenoeringen. Sammanfaningsvis har den här undersökningen påvisa a oförvänade förändringar av reporänan påverkar sark vissa svenska branschindex, där vissa är mer ränekänsliga än andra, vilke därmed ökar ränerisken för dessa index. Referenser Böcker Campbell, J., Lo, C., och MacKinlay D. (1997), The Economerics of Financial Markes, Princeon Universiy Press, Monicello, 2:a ed. Luenberger, D. G. (1998) Invesmen Science, Oxford Universiy Press, New York. 23

24 Pindyck, R., och Rubinfeld, D. (1998), Economeric models and economic forecass, McGraw-Hill, New York, 4:e ed. Wooldridge, J. M. (2002), Economeric Analysis of Cross Secion and Panel Daa, MIT Press. Wooldridge, J. M. (2003), Inroducory Economerics, Thomson, Souh-Wesern, 2:a ed. Veenskapliga ariklar Arellano, M., och Bond S. (1991), Some Tess of Specificaion for Panel Daa: Mone Carlo Evidence and an Applicaion o Employmen Equaions, The Review of Economic Sudies 2, Bernanke, B., och Kuner, K. (2004), Wha Explains he Sock Marke s Reacion o Federal Reserve Policy?, Board of Governors of he Federal Reserve Sysem and Princeon Universiy and Oberlin College. Bomfirm, A. N. (2003), Pre-announcemen effecs, news effecs and volailiy: Moneary policy on he sock marke, Journal of Banking and Finance 27, Chen, C., Mohan, N., och Seiner, T. (1999), Discoun rae changes, sock marke reurns, volailiy, and rading volume: Evidence from inraday daa and implicaions for marke efficiency, Journal of Banking & Finance 23, Flannery, M., James C. (1984), The Effec of Ineres Rae Changes on he Common Sock Reurns of Financial Insiuions, Journal of Finance 39,

25 Gilibero, M. (1985), Ineres Rae Sensiiviy in he Common Socks of Financial Inermediaries: A Mehodological Noe, The Journal of Financial and Quaniaive Analysis 20, Hansen, L. P. (1992), Large Sample Properies of Generalized Mehod of Momens Esimaors, Economerica 50, Hansen, L.P., och Singleon K.J. (1988), Generalized Insrumenal Variable Esimaion of Nonlinear Raional Expecaions Models, Economerica 56, Honda, Y., och Kuroki Y. (2005), Financial and capial markes responses o changes in he cenral bank s arge ineres rae: The case of Japan, The Economic Journal 116, Lee, C.F., och Nieha, C.C. (2001), Dynamic relaionship beween sock prices and exchange raes for G-7 counries, The Quarerly Review of Economics and Finance 41, Seiler. M. J. (1998), Do changes in he discoun rae and fed funds rae affec financial marke reurns?, The Journal of Managerial Finance 8, Sevenson, S. (2002), The Sensiiviy of Europeans Bank Socks To German Ineres Rae Change, The Journal of Mulinaional Finance 6, Wooldridge, J. M. (2001), Applicaions of Generalized Mehod of Momens Esimaion, The Journal of Economic Perspecives,