NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN 27-6-5 Uppsala Universie Magiseruppsas Förfaare: Anders Svensson Handledare: Annika Alexius VT7 Pass Througheffeken i svenska imporpriser en empirisk sudie
Sammanfaning I den här uppsasen har jag undersök hur pass-hrough effeken har förändras i svenska imporpriser på aggregerad nivå och i sju olika indusrier. Pass-hrough effeken definieras som den procenuella förändringen i e pris som kan härledas ill en enprocenig växelkursförändring. Jag har använ rullande regressioner på vå olika modeller för a esimera förändringar över idsperioden 198 23. Resulaen visar en nedgång i pass-hrough effeken i flerale indusrier både på kor och lång sik. Men på aggregerad nivå visar resulaen a effeken ine har förändras nämnvär över iden. På kor sik visar de båda meoderna liknande resula, men på lång sik finns de en skillnad dem emellan. En av modellerna visar en fördröjning i den långsikiga pass-hrough effeken, vilke kan förklaras med a prissäningen ine är effekiv och a de finns sörningar på marknaden. Nyckelord: ERPT(exchange rae pass-hrough), koinegraion, imporpriser, rullande regressioner och växelkurser. 2
Innehållsföreckning 1 Inledning... 4 2 Teori... 5 3 Meod... 7 3.1 Koinegraion... 7 3.2 Modellspecifikaion... 8 3.3 Alernaiv modell... 9 3.4 Beskrivning av daamaerial... 9 4 Resula... 9 4.1 Koinegraion... 1 4.2 Resula från esimeringar av pass-hrough effeken... 11 4.2.1 Aggregerade imporpriser... 11 4.2.2 Livsmedel... 12 4.2.3 Läkemedel... 12 4.2.4 Mealler... 13 4.2.5 Papper... 13 4.2.6 Peroleum... 14 4.2.7 Transpor... 15 4.2.8 Verksad... 15 4.3 Alernaiv modell... 17 4.3.1 Aggregerade imporpriser... 18 4.3.2 Livsmedel... 18 4.3.3 Läkemedel... 19 4.3.4 Mealler... 19 4.3.5 Papper... 2 4.3.6 Peroleum... 2 4.3.7 Transpor... 21 4.3.8 Verksad... 21 Slusaser... 22 Källor... 23 Tabeller Tabell 1 Resula från es av koinegraion.1 Tabell 2 Resula från pass-hrough med ekvaion (6). 15 Tabell 3 Resula från pass-hrough med ekvaion (7). 16 3
1 Inledning Sverige är e lie öppe land där imporen sår för 4 procen av BNP. Priserna på imporerade varor är en vikig besämningsfakor för den svenska inflaionen och spelar sor roll för svenska konsumeners välfärd. Varje gång växelkursen rör sig måse imporerande föreag besämma om de ska ändra sina priser i svenska kronor och i så fall hur mycke. Frågan är hur de gör dea. Under perfek konkurrens och uan selheer i prissäningen skulle priserna ändras lika mycke som växelkursen. I prakiken har de visa sig a imporpriserna reagerar mindre än proporionell på växelkursförändringar, i synnerhe på kor sik. De finns även ecken på a växelkurser har få all mindre effek på imporpriserna sedan 199. I så fall behöver ill exempel Riksbanken ine fokusera lika sark som idigare på växelkursens rörelser efersom effekerna på inflaionen blir mindre. Denna fråga har dock ine suderas på svenska daa. När man vill mäa hur en växelkursförändring påverkar e expor eller imporpris, brukar man skaa någo som benämns pass-hrough effeken eller den procenuella förändring av imporprise som sker när växelkursen mellan vå länder ändras med en procen. Om passhrough effeken är e (1.) beyder de a växelkursförändringen ill fullo slagi igenom i en prisförändring. Är effeken mindre har den imporerade firman gjor en vins/förlus på växelkursförändringen om prise på varan gå ned/upp. De har gjors en mängd sudier kring pass-hrough effeken, både eoreiska se Hens (1999) och Jäger (1997). Empiriska sudier är gjodra av bl a. Lee (1999) som suderar effeken i Sydkorea, Campa och Goldberg (22) har sudera OECD-länder och Oani m.fl. (23) har sudera effeken i japanska imporpriser. Syfe med den här uppsasen är a undersöka hur pass-hrough effeken har förändras över iden i svenska imporpriser. Tidigare sudier av den svenska pass-hrough effeken har gjors av bland anna Adolfsson (24) och Alexius (1997). För a undersöka effeken kommer jag a esimera en modell på svenska imporpriser på aggregerad nivå och i sju indusrier av imporvaror, för a se om pass-hrough effeken skiljer sig å mellan olika indusrier. Tidigare sudier av bland anna Taylor (2) visar a pass-hrough effeken hos imporpriser i olika OECD länder har sjunki på niioale jämför med idigare årionden. Upplägge för uppsasen är följande. Förs preseneras den bakomliggande eorin, sedan esimeras vå olika modeller som används i undersökningen. För a konrollera om resulaen 4
är korreka imodell e specificeras en konrollmodell och resula för dem båda preseneras och kommeneras. Därefer kommer en sammanfaning och slusaser kring de båda modellerna. 2 Teori I eoriavsnie kommer jag a presenera en prissäningsmodel uvecklad av Taylor (2), en modell som används som grund för andra sudier av pass-hrough effeken av bland anna Oani (23). Denna eori har dock ifrågasäs av Campa och Goldberg (22) som isälle förslår en mikroekonomisk eori för a beskriva föreages reakion genemo en växelkurförändring. (Vale av a följa Taylors eori är a de är läare a följa hans resonemang och de blir mer överskådlig.) Vi gör anagande a e föreag har en viss marknadskraf, genom a ha en diversifierad produk som skiljer sig från konkurrenernas. Dea medför a föreage ine möer en hel perfek konkurrerande marknad och a prissäningen av föreages produker blir en beslusvariabel. På en marknad med perfek konkurrens ar producenen prise som give. Sorleken på e föreags marknadskraf besäms av ill vilken grad föreages produk är differenierad genemo andra produker, hur sor subsiuionseffeken är mellan föreages produk och övriga produker och av hur andra föreag reagerar vid prissäningen från vår föreag. Dea kan sammanfaas i a e föreags marknadskraf är en funkion av både konsumeners nyofunkion och en reakionsfunkion från andra föreag. 1 Vi anar a vår föreag säljer en ill viss del differenierad vara, som värderas ill e unik pris genemo liknande produker av konsumenerna. Vi kan genom a maximera konsumenernas nyofunkion härleda fram en linjär eferfrågefunkion av vår produk, se Solow (1998). y ( x p = ε β ), (1) där y är produkionen, x är prise på varan, p är de genomsniliga prise på konkurrerande varor och ε är en slumpmässig förändring i eferfrågan. β är inversen av föreages marknadskraf, där e hög β -värde innebär minskad marknadskraf. När β 1 Taylor s.1395 5
är konkurrensen perfek. Anag sedan a föreage vid idpunk säer si pris för de fyra följande perioderna, övriga föreag gör likadan men säer sina priser vid andra idpunker. Från dea anagande kan man visa a prisnivån saa av de fyra grupperna; p blir medelvärde av de senase priserna x p ( x + x + x x )/ 4 = 1 2 + 3 (2) Om c är marginalkosnaden för a producera vår vara, så blir den förvänade vinsen under de fyra perioderna när prise säs i period värde av ekvaion (3) 3 i= ( + i + i + i ) E x y c y (3) Om vi sedan subsiuerar in ekvaion 1 i ekvaion 3 och löser u den för x, kommer ekvaion (4) vara en lösning för de opimala prise. x =.125 3 ( i= E c + i + E p+ i + + i ) E ε / β (4) Dea innebär a en ökning av en enhe i prise hos andra föreag ( ill ) och i p p + 3 marginalkosnaden ( ill c ) innebär en ökning av prise x hos vår föreag med en enhe. c + 3 Men om bara ill Ec ökar med en enhe, ökar vår pris x.5 enheer. c + 3 2 Om vi använder ekvaion (4) på e föreag som imporerar produker från andra länder och säljer produkerna på hemmamarknaden kan vi komma fram ill följande slusaser kring passhrough effeken. Den försa är a sorleken på en prisförändring beror på hur permanen en växelkursförändring är. Växelkursförändringen påverkar marginalprise som i sin ur påverkar föreage a ändra prise på sina varor. I vår fall däremo besäms prise av den genomsniliga marginalkosnaden under fyra perioder. Om växelkursförändringen anses vara illfällig så ändras ine prise lika mycke som växelkursen och pass-hrough effeken är lien. Den andra slusasen är när de konkurrerande föreagen förvänar a deras priser kommer a sjunka i framiden, så måse vår föreag också sänka si pris. Oavse om växelkursen 2 Taylor s.1395-1396 6
deprecierar och imporprise ökar så måse vår föreag följa de övriga akörerna. Den redje slusasen är a deso mindre marknadskraf vår föreag har deso mindre möjlighe har föreage a ändra si pris som en reakion på en eferfrågechock. Föreage kommer a vara vunge a svälja de ökade kosnaderna isälle för a föra dem vidare ill deras kunder. 3 I vår modell innebär de a föreage marginalkosnader påverkas. Men för a se hur mycke marginalkosanden påverkas kan vi ana a marginalkosanden följer en försa ordningens auoregressiv modell enlig ekvaion (5). c ρ c + u, (5) = 1 Vilke innebär a en machning av pass-hrough koffecienen kommer a vara 2 3.125 1+ ρ + ρ + ρ, där e lägre värde på ρ innebär en lägre pass-hrougheffek 4. ( ) 3 Meod I de här avsnie kommer jag a presenera den modell som jag använder för a skaa passhrough effeken. Jag kommer även a beskriva de eser som jag gör för a uvärdera de daamaerial som används. 3.1 Koinegraion Koinegraion innebär a en linjär kombinaion av vå idserier som ine är saionära, i en viss kombinaion blir ill en saionär serie. En generell definiion av koinegraion är enlig X } d ( ) Chafield (24) följande. En serie{ är inegrerad av ordning, vilke skrivs som I d om den är vungen a differenieras d gånger för a göras saionär. Om vå serier { X 1 } och X 2 båda är I ( d ), så är ofas en linjär kombinaion av dem också I ( d ). Men om en linjär { } kombinaion av dem exiserar en lägre inegraionsordning,.ex. ( d b) så är de båda serierna koninegrerade av ordning ( d, b). 5 För a esa dea använder vi oss av e es för enhesröer. Definiionen av enhesröer är a om en idserie är icke saionär, men när den 3 Oani s.57 4 Taylor s.1397 5 Chafield s.252 7
differenieras en gång blir saionär så har idserie en enhesro. 6 De vanligase ese för a se om idserier har enhesröer är augmeneed Dickey-Fuller ese. Vilke vi kommer a använda här illsamman med e Rankes. Orsaken ill a uföra esen är a se om serierna är saionära eller ine. Är de ine de måse serierna differensieras för a kunna användas. Enlig Chafield är dessa es ine kraffulla och skillnaden mellan nollhypoesen och alernaivhypoesen är väldig lien. Chafield anser a frågan ine är om esen hjälper oss a välja den korreka modellen uan om esen hjälper oss a välja en modell som bäre förklarar våra daa än alernaiva modeller. 7 3.2 Modellspecifikaion Den modell som kommer a användas är hämad ifrån Oani m.fl. (22) och specificerad här nedan i ekvaion(6). Oani undersöker pass-hrough effeken i Japan under perioden 1972 ill 22 genom a använda månadsdaa på olika paramerar. För a se om de sker någon gradvis förändring i pass-hrough effeken använder de rullande regressioner, vilke jag även kommer a göra här. Rullande regressioner innebär a man förs esimerar en vanlig ols regression med nedansående modell i e besäm idsinervall, sedan ar man bor den försa obesrvaionen och lägger ill en ny. Så forsäer man ills hela idserien är genomarbead. De man då få fram är en ny idserie med observaioner som är skaade med den specificerade modellen. j j j Δimp = φ + ϕ Δimp j j j λ = γ /( 1 ϕ ), j 1 j + γ Δner j + ηδz + v (6) där Δ represenera försa differensen, imp sår för imporprise (logarimerad) i kaegori j, ner sår för den nominella växelkursen(logarimerad) och är definierad som säga en depreciering i inhemsk valua innebär en ökning i den nominella växelkursen. Variabeln z, de vill är en konrolvekor (logarimerad), som besår av inhemsk indusriprodukion som används som proxy för BNP och marginalkosnaden för uländska produker. Marginalkosanden är definierad som ( ner p) rer 1/ ner mc = /, där p är de inhemska landes 6 Ibid s.262 7 Ibid s.263 8
prisnivå och rer är den reala effekiva växelkursen. v är en felerm med förväna värde ().γ och λ represenera den korsikiga och den långsikiga pass-hrough effeken. 3.3 Alernaiv modell För a se om våra resula ifrån regressionerna med ekvaion (6) är korreka använder vi oss av en liknande modell specificerad av Campa och Goldberg (22). Δimp j = 4 j j j j α + β i Δner i + δ Δz + i= ε, (7) j där den korsikiga pass-hrough effeken för kaegori j ges av den esimerade koefficienen j β och en långsikiga pass-hrough effeken ges av summan av koefficienerna för den nominella växelkursen. ε är en felerm med förväna värde (). Ekvaion (6) anar a resulae från en förändring i den nominella växelkursen sker gradvis på e exponeniell sä. Ekvaion (7) däremo illåer e mer flexibel mönser för laggade förändringar i växelkursen. 3.4 Beskrivning av daamaerial Daamaeriale som används vid esimeringarna är imporprisindex på aggregerad nivå och på indusrinivå 8 som beroende variabel, alla hämad från SCB. Som oberoende variabler används nominell växelkurs, marginalkosnad som den är definierad ovan båda hämade ifrån IMF och indusriprodukionsindex från SCB som används som en proxy för eferfrågechocker (BNP). All daa är på månadsbasis och undersökningsperioden är 198 ill 23. 4 Resula Här nedan kommer jag a presenera resulaen från es av koinegraion och de konsekvenser de får för forsaa esimeringar. Jag kommer även a presenera resulaen från esimering av pass-hrough effeken enlig ekvaion (6) och (7). 8 Indusrierna är Livsmedel, Läkemedel, Mealler, Papper, Peroleum, Transpor och Verksad. 9
4.1 Koinegraion De eser som gjors är Johansen s koinegraionses sam Engel och Grangers våsegsmeod där saionärieen hos residualerna från en koinegrerad regression undersöks med e ADFes, enlig modellen i ekvaion (8) ln imp = α + ln ner + ln bnp + ln mc + ε (8) Resulaen preseneras i abell 1 och är oydliga, för vissa paramerar visar e es ecken på koinegraion medan e anna es ine visar ecken på a koinegraion är närvarande. Vissa paramerar visar inga ecken alls på koinegraion, medan några visar ydliga ecken på a koinegraion exiserar. Enlig Chafield så är gränsen mellan koninegraion och a koinegraion ine föreligger väldig lien. 9 Uifrån den diskussionen gör jag anagande a de vivel som råder om koinegraion ine kommer a påverka val av modell och dess resula. Därför väljer jag a gå vidare och använda modellerna som är specificerad i ekvaion (6) och (7). Tabell 1. Resula från es av koinegraion Serie ADF 5 % Rank es 5 % Aggregerade -2. -2.8 9.233 15.41 priser livsmedel -3.78 18.47 Läkemedel -3 17.46 Mealler -.48 12.27 Papper -1.77 16.17 Peroleum -1.77 1.96 Transpor -2.32 15.98 Verksad -.7 9.22 Nollhypoesen för ADF-ese är a de exiserar en enhesro. Johansen s Rank-ess nollhypoes är a de ine exiserar koinegraion. För båda eserna redovisas 5 % signifikansgräns. 9 Chafield s.263 1
4.2 Resula från esimeringar av pass-hrough effeken Förs preseneras pass-hrough effeken per kaegori för ekvaion (6) a sedan sammanfaas i abell 2 där förändringar över iden redovisas. Tidigare sudier av bl.a. Taylor (2), Oani (23) och Goldberg (22) kommer alla fram ill a pass-hrough effeken har minska under 199-ale jämför med idigare år. Resula från den här undersökningen samsämmer i den slusasen. 4.2.1 Aggregerade imporpriser På aggregerad nivå har imporprisindex efer de a Sverige by ill rörlig växelkurs vari sabilare. Vilke syns ydlig i graf 1, där variaionen är beydlig sörre under 8-ale än senare år även om den variera en del även under slue av undersökningsperioden. Den korsikiga och den långsikiga pass-hrough effeken samvarierar och skillnaderna dem emellan är väldig små föruom i mien av 8-ale, se graf 2. Graf 1 8 1= 1% 6 4 2-2 -4-6 -8 198 1985 199 1995 2 25 Graf 2 1.2 1= 1 %, Aggregerade imporpriser.8.4. -.4 -.8-1.2 198 1985 199 1995 2 25 aggregerade imporpriser +/- 2 sdev Korsikig Långsikig 11
4.2.2 Livsmedel I indusrin livsmedel ser vi samma långsikiga skillnad som på aggregerad nivå. I graf 3 syns de ydlig a variaionen i den korsikiga pass-hrough effeken har minska beydlig på 9- ale jämför med idigare årionde. de finns ydliga bevis i graf 4 för a pass-hrough effeken har avagi under 9-ale. Den korsikiga och den långsikiga effeken skiljer sig å när variaionen i dem är sor, men skillnaden dem emellan minskar när variaionen minskar. Graf 3 Graf 4 12 1=1% 8 4-4 -8-12 198 1985 199 1995 2 25 2. 1=1%, livsmedel pass-hrough 1.6 1.2.8.4. -.4 -.8 198 1985 199 1995 2 25 livsmedel passhrough +/- 2 sdev korsikig långsikig 4.2.3 Läkemedel Indusrin läkemedel uppvisar samma ecken som idigare kaegori, a variaionen över id minskar. De finns också en ydlig nerågående rend som uppenbarar sig efer a variaionen minska, se graf 5 och 6. Skillnaderna mellan kor och långsikig pass-hrough är väldig små under hela undersökningsperioden som syns i graf 6. Graf 5 Graf 6 6 1=1% 4 2 1.2 1=1%, läkemedel passhrough.8-2 -4.4. -6 198 1985 199 1995 2 25 -.4 198 1985 199 1995 2 25 läkemedel pass-hrough +/- 2 sdev korsikig långsikig 12
4.2.4 Mealler Indusrin mealler visar upp en sor volailie i pass-hrough effeken under 8-ale, för a sedan minska under 9-ale. I slue av undersökningsperioden ar variaionen far igen vilke syns ydlig i graf 7. Skillnaden mellan kor och lång pass-hrough minskar beydlig efer 9- ales början vilke visar sig ydlig i graf 8. De går ine uifrån graferna a avgöra om de ske någon förändring i effeken över iden, se abell 2 för vidare resula Graf 7 Graf 8 8 1=1% 4 3 1=1%, mealler pass-hrough 2 1-4 -8 198 1985 199 1995 2 25-1 -2-3 198 1985 199 1995 2 25 mealler pass-hrough +/- 2 sdev korsikig långsikig 4.2.5 Papper I indusrin papper syns de ydlig i graf 9 a variaionen har minska med iden och a en långsikig sabil nivå har ydliggjors efer 9-ales början. Men med en svacka i mien av 9-ale, då pass-hrough effeken sjönk markan. Graf 1 visar ydliga ecken på a skillnaderna mellan den långsikiga och den korsikiga pass-hrough effeken är väldig lien. Graf 9 Graf 1 8 1=1% 6 4 2.8 1=1%, papper pass-hrough.4. -2-4 -.4-6 -8 198 1985 199 1995 2 25 -.8 198 1985 199 1995 2 25 papper pass-hrough +/- 2 sdev korsikig långsikig 13
4.2.6 Peroleum I indusrin peroleum ingår bensin, olja och smörjoljor. Här uppenbara sig sora variaioner i pass-hrough i följd med a oljeprise variera så inensiv jämför med andra kaegorier. De syns ydlig i graf 11 a pass-hrough effeken varierar kring nollsräcke under sora delar av undersökningsperioden. Vilke borde vara en effek av a erminsprise på olja syr prisförändringarna och ine växelkursen. Skillnaden mellan lång och kor sik visas ydlig i graf 12, där vi ser a effekerna har vari relaiv jämna under hela undersökningsperioden. Föruom då de sker vära svängningar som i mien på 8-ale och början på 9-ale. I abell 2 redovisas punkesima för valda perioder både för den korsikiga och långsikiga effeken, inge av dessa esima är signifikan skil från noll enlig gjorda hypoeses. 8 1=1% 6 4 2-2 -4-6 -8 198 1985 199 1995 2 25 1 1=1%, peroleum pass-hough 5-5 -1-15 -2 198 1985 199 1995 2 25 peroleum pass-hrough +/- 2 sdev korsikig långsikig Graf 11 Graf 12 14
4.2.7 Transpor Indusrin ranspor uppvisar sora flukuaioner i pass-hrough effeken, men med samma mönser som majorieen av de övriga kaegorierna, a effeken minskade efer 9-ales början. En ydlig nerågående rend syns också i graf 13. Skillnaderna mellan långsikig och korsikig pass-hrough är under hela perioden väldig lien. En ydlig minskning dem i mellan uppsår med iden, se graf 14. Graf 13 Graf 14 4 1=1% 3 2 1-1 -2-3 -4 198 1985 199 1995 2 25 1.2 1=1%, ranspor pass-hrough 1..8.6.4.2. -.2 198 1985 199 1995 2 25 ranspor pass-hrough +/- 2 sdev korsikig långsikig 4.2.8 Verksad Indusrin verksad uppvisar ydliga bevis för a pass-hrough effeken varierar väsenlig under hela undersökningsperioden. En nerågående rend är synlig men ine speciell sabil, se graf 15. Skillnaderna mellan kor och lång pass-hrough visar e ydlig mönser i graf 16. Skillnaderna minskar när effeken minskar och ökar när effeken ökar. Graf 15 Graf 16 3 1=1% 2 1-1 -2.8 1=1%, verksad pass-hrough.6.4.2. -3 198 1985 199 1995 2 25 -.2 198 1985 199 1995 2 25 verksad pass-hrough +/- 2 sdev korsikig långsikig 15
I abell 2 nedan redovisas värde på de koffeciener som visar pass-hrough effeken över hela idsperioden, men även skillnader när perioden uppdelas före och efer med 1992 som brypunk. Tabell 2. Pass-hrough effeken på kor och lång sik med ekvaion (6) Jan. 198 Dec. 23 Jan. 198 Dec. 1991 (a) Jan. 1992 Dec 23 (b) (b) (a) Korsikig pass hrough Aggregerad nivå.16 (.1).15 (.3).18 (.1).3 [.43] Livsmedel.26 (.2).47 (.2).4 (.1) -.43 [.] Läkemedel.19 (.1).38 (.1).1 (.1) -.37 [.] Mealler.4 (.1).13 (.1) -.4 (.2) -.17 [.] Papper -.11 (.1) -.12 (.2) -.1 (.1).2 [.55] Peroleum -.46 (.14) -.38 (.26) -.55 (.9) -.17 [.54] Transpor.26 (.1).44 (.2).9 (.1) -.35 [.] Verksad.25 (.1).4 (.1).1 (.1) -.3 [.] Långsikig pass hrough Aggregerad nivå.15 (.2).9 (.4).2 (.1).11 [.2] Livsmedel.36 (.2).69 (.3).4 (.1) -.65 [.] Läkemedel.19 (.1).34 (.1).5 (.1) -.29 [.] Mealler.2 (.3).17 (.1) -.13 (.7) -.3 [.] Papper -.1 (.1) -.11 (.2) -.9 (.1).2 [.54] Peroleum -3.2 (2.5) -5.8 (5.8) -.68 (.9) 5.12 [.31] Transpor.39 (.8).67 (.16).1 (.1) -.57 [.] Verksad.3 (.1).47 (.1).14 (.1) -.33 [.] Siffrorna inom pareneser är sandardfel och siffror inom brackes är p-värden för F-es. Resulaen som preseneras i abell 2 visar a alla kaegoriers paramerar föruom peroleum är signifikan skilda från noll både på kor och lång sik. Den korsikiga pass-hrough effeken liksom den långsikiga har minska över iden i alla indusrier föruom papper och peroleum och på aggregerad nivå. Dessa re kaegorier visar dock icke signifikan resula på både kor och lång sik föruom aggregerad nivå som är signifikan på lång sik. E negaiv värde vid skaningen av pass-hrough effeken är högs osannolik och borde olkas som a de finns andra variabler som påverkar prisförändringen.ex. erminspriser och världsmarknadspriser (se värdena för bl.a. papper och peroleum på kor sik men även mealler på lång sik). Den högra kolumnen visar skillnader mellan de båda perioderna, e negaiv al beyder a passhrougheffeken har minska med iden. 16
4.3 Alernaiv modell För a se om våra resula ifrån regressionerna med ekvaion (6) är korreka använder vi oss av ekvaion (7) som är specificerad och beskriven i meodavsnie. Tabell 3. Pass-hrough effeken med alernaiv meod, ekvaion (7). Jan. 198 Dec. 23 Jan. 198 Dec. 1991 (a) Jan. 1992 Dec 23 (b) (b) (a) Korsikig pass hrough Aggregerad nivå.15 (.1).12 (.3).17 (.1) -.5 [.26] Livsmedel.219 (.1).35 (.2).3 (.1) -.32 [.] Läkemedel.17 (.1).35 (.1) -.1 (.1) -.36 [.] Mealler -.3 (.2) -.12 (.3).6 (.1).18 [.] Papper -.11 (.1) -.12 (.2) -.1 (.6).2 [.56] Peroleum -.54 (.14) -.36 (.27) -.71 (.9).35 [.23] Transpor.23 (.1).4 (.2).7 (.1) -.33 [.] Verksad.22 (.1).36 (.1).8 (.1) -.24 [.] Långsikig pass hrough Aggregerad nivå.7 (.4) -.1 (.8).23 (.2).33 [.] Livsmedel.61 (.4) 1.3 (.6).2 (.2) -.83 [.] Läkemedel.31 (.1).46 (.2).17 (.1) -.29 [.] Mealler -.45 (.6) -.8 (.1) -.9 (.4).71 [.] Papper -.8 (.2) -.15 (.4) -.2 (.3).13 [.1] Peroleum -1.77 (.35) -2.15 (.68) -1.39 (.18).76 [.28] Transpor.54 (.2).9 (.3).19 (.1) -.71 [.] Verksad.47 (.2).73 (.2).21 (.2) -.52 [.] Siffrorna inom pareneser är sandardfel och siffror inom brackes är p-värden för F-es. Tabell 3 visar den genomsniliga pass-hrough effeken under hela undersökningsperioden och under vå delperioder. Resulaen från skaningarna vid användande av ekvaion (7) visar liknande resula som vid esimeringar från ekvaion (6) för den korsikiga pass-hrough effeken. Därför bör skaningar för den korsikiga pass-hrough effeken vara korreka. På lång sik däremo skiljer sig resulaen vid användande av ekvaion (7) å jämför med idigare resula från abell 2. De esimerade värdena från ekvaion (7) är genomgående högre än de resula som ges av ekvaion (6). Vilke resulerar i a de ine går a avgöra de exaka värdena på den långsika pass-hrough effeken för de olika kaegorierna. Den slusas som går a dra är a pass-hrough effeken både på kor och lång sik har minska för alla kaegorier, vilke framgår av resulaen i den högra kolumnen där de esas om de finns någon skillnad 17
mellan de båda subperioderna. Här nedan följer en redogörelse för varje kaegori vid användande av ekvaion (7). 4.3.1 Aggregerade imporpriser Resulaen är liknande de från meod e, då pass-hrough effeken sabiliseras och sjunker någo under 9-ale för a sedan öka mo slue av undersökningsperioden som visas i graf 17. De finns inga sora skillnader mellan långsikig och korsikig pass-hrough föruom i mien av 8-ale och i de sisa observaionerna, vilke är e resula av imorprisförändringar relaerade ill oljeprise. 2 1=1%, aggregerad pass-hrough 1 Graf 17-1 -2-3 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 4.3.2 Livsmedel Resulaen på indusrinivå är liknande de som har beskrivis idigare. Trenden är nerågående och effeken sabiliseras efer 199. Skillnad är a den långsikiga effeken idigare förhöll sig i närheen av den korsikiga effeken. Enlig ekvaion (7) så blir de ydlig a de finns en fördröjning i den långsikiga pass-hrough effeken, som också ligger på en högre nivå en den korsikiga. Dea syns ydlig i indusrin livsmedel där den långsikiga pass-hrough effeken är mycke högre än den korsikiga, se graf 18. 2.8 1=1%, livsmedel pass-hrough 2.4 2. 1.6 1.2.8.4. -.4 -.8 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig Graf 18 18
4.3.3 Läkemedel I indusrin läkemedel syns de ydlig i graf 19 a den långsikiga effeken variera beydlig mer än den korsikiga. Den långsikiga effeken är under sora delar beydlig sörre än den korsikiga. Graf 19 1.6 1=1%, läkemedel pass-hrough 1.2.8.4. -.4 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 4.3.4 Mealler I indusrin mealler ser vi i graf 2 sora svängningar i den långsikiga pass-hrough jämför med den korsikiga, de som är förvånansvär här är a den långsikiga effeken ofas är lägre eller på samma nivå som den korsikiga. Dem markana ökningen i slue av undersökningsperioden kan relaeras ill a råvarupriserna skö i höjden under 23. Graf 2 2 1=1%, mealler pass-hrough 1-1 -2-3 -4-5 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 19
4.3.5 Papper I indusrin papper är de ydliga skillnader mellan den korsikiga och den långsikiga passhrough under 8-ale för a sedan minska under 9-ale och framå, se graf 21. Graf 21 1.5 1=1%, papper pass-hrough 1..5. -.5-1. -1.5-2. 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 4.3.6 Peroleum Peroleum är en indusri som har exrema svängningar i den långsikiga pass-hrough effeken, vilke kan relaeras ill olika kriser och de syns ydlig i graf 22. Kaegorin peroleum har en sark inverkan på den aggregerade nivån, när de sker prisförändringar. Graf 22 2 1=1%, peroleum pass-hrough 1-1 -2 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 2
4.3.7 Transpor I indusrin ranspor syns de ydlig a effeken både på kor och lång sik har minska med iden och blivi mindre volaiv. Den långsikiga effeken är hela iden sörre än den korsika, vilke indikerar a de finns en viss fördröjning i anpassningen. Vilke innebär a marknaden ine är perfek, se graf 23. Graf 23 2. 1=1%, ranspor pass-hrough 1.6 1.2.8.4. -.4 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 4.3.8 Verksad Indusrin verksad visar på e liknande mönser som ranspor, vilke syns ydlig i graf 24 de finns även här sora fördröjningar i den långsikiga pass-hrough effeken. Men fördröjningarna minskar med iden. Graf 24 1.6 1=1%, verksad pass-hrough 1.2.8.4. -.4 198 1985 199 1995 2 25 korsikig långsikig 21
5 Slusaser Resulaen från esimeringar med ekvaion (6) och (7) ger liknande resula för den korsikiga pass-hrough effeken. Båda visar signifikana resula för a pass-hrough effeken har minska på 9-ale i förhållande ill idigare år. Vid en jämförelse mellan olika indusrier visar resulaen a skillnaderna dem i mellan har minska beydlig. De vå indusrier som de ine går a dra några slusaser kring är papper och peroleum, som ine visar signifikana resula. På lång sik skiljer sig de båda meoderna å. Resulaen från esimeringar av ekvaion (6) visar inga sora skillnader mellan kor och lång sik föruom i livsmedelsindusrin och ransporindusrin. Resulaen från ekvaion (7) däremo visar ydlig a de finns en fördröjning i pass-hrough effeken på lång sik föruom på aggregerad nivå. Dea borde vara e resula av a skaningarna från peroleumindusrin påverkar den aggregerade nivån mycke mer än övriga indusrier. Båda ekvaionerna visar signifikana resula a den långsikiga pass-hrough effeken har minska mellan de vå subperioderna föruom peroleumindusrin. Den hypoes som är sälld är: Har pass-hrough effeken i svenska imporpriser förändras över iden och skiljer sig förändringarna å mellan olika indusrier? Resulaen visar på en signifikan skillnad mellan de vå suberioderna i alla kaegorier, både för den korsika och den långsikiga pass-hrough effeken. Skillnaderna mellan de olika indusrierna har minska både för den korsikiga och den långsikiga pass-hrough effeken. Dea beyder a Riksbanken ine behöver lägga lika mycke yngd på imporpriser när de gör sina ränebeslu. Svenska föreag behöver ine heller lägga lika sor fokus kring växelkursförändringar idag jämför med idigare år efersom pass-hrough effeken har minska i beydelse för prisnivån. 22
Källor Adolfsson, Malin.(24), Exchange Rae Pass-Through Theory, Conceps, Beliefs and Some Evidence, opublicerad, Sveriges Riksbank. Alexius, Annika., (1997) Impor Prices and Nominal Exchange Raes in Sweden Finnish Economic Papers, Vol. 1, No.2, pp. 99-17. Campa, Jose Manuel och Linda S. Goldberg.(22), Exchange Rae Pass-Through ino Impor Prices: A Macro or Micro Phenomenon? NBER Working Paper No. 8934, Naional Bureau of Economic Research. Chafield, Chris.,(24) The Analysis of Time Series An Inroducion Sixh Ediion, Chapman & Hall CRC, NY. Hens, Thorsen.,(1997) Exchange Raes and Perfec Compeiion Journal of Economics Vol. 65, No. 2, pp. 151-161. Jäger, Eckar.,(1999) Exchange Raes and Berrand Oligopoly Journal of Economics Vol. 7, No. 3, pp. 281-37. Lee, Jaewoo.,(1999) The Response of Exchange Rae Pass-Through o Marke Concenraion in a Small Economy: The Evidence from Korea The Review of Economics and Saisics, Vol. 79, No. 1, pp. 142-145. Oani, Akira, Shigenori Shirasuka och Toyoichiro Shiroa.,(23) The Decline in he Exchange Rae Pass-Through: Evidence from Japanese Impor Prices Moneary and Economic Sudies Ocober, pp. 53-81. Solow, Rober M.,(1998) Monopolisic Compeiion and Macroeconomic Theory. Cambridge Universiy Press, Cambridge. Taylor, John B.,(2) Low Inflaion, Pass-Through and he pricing Power of Firms European Economic Review, 44, pp. 1389-148. 23