Balassa-Samuelson applicerat på Portugal

Datakällor

De data vi använt för att studera Balassa-Samuelson-effekten består av kvartalsdata för arbetsproduktivitet och för relativpriset på icke-handelsvaror, samt data för två enskilda år över prisnivån på handelsvaror. De förstnämnda två variablerna är framtagna endast för Portugal, medan de sistnämnda data presenteras för såväl Portugal som dess största handels-partners. Tidsperioden som beaktas är 2000–2004, detta till följd av att vi inte funnit enhetliga data för perioden före 2000, bland annat på grund av att definitionen av mätvariablerna i vissa fall förändrats under det senaste decenniet. Då vårt mål var att titta på utvecklingen sedan

53 OECD Economic Surveys: Portugal, (1998/1999), sid. 64-67 54 OECD Economic Surveys: Portugal (1998/1999). sid. 94-95.

inträdet i EMU, vilket för Portugals del skedde vid samarbetets början år 1999, bedömde vi tidsperioden 2000–2004 vara en god approximation.

De data vi använt är hämtade från Instituto Nacional de Estatística, Portugal⁵⁵ samt

Source OECD. Arbetsmarknadsdata har vi tagit fram på INE:s hemsida, medan data över

sektorernas andelar av BNP är hämtade från OECD National Accounts. Uppgifterna över

Portugals konsumentprisindex (KPI) och producentprisindex (PPI) kommer från OECD Main Economic Indicators.

Definition av variabler

Definitionen av de olika variablerna är i första hand beroende av hur de bägge delsektorerna, handelsvaru- och icke-handelsvarusektorn, definieras. Vi har, till följd av tillgänglighet på data, valt att definiera handelssektorn som industrisektorn minus byggsektorn och energi- och vattensektorn. De två sistnämnda sektorerna har exkluderats då vi inte bedömt dessa varor som internationellt transporterbara till ett rimligt pris i förhållande till varornas värde. Icke-handelssektorn har då kommit att omfatta resten av ekonomin, dvs. allt utom tillverknings-industrin, minus jordbrukssektorn.56 Den sistnämnda faller tillsynes utanför de båda sektorerna, något som vi funnit lämpligt då denna sektor till viss grad påverkas av EU:s jordbrukspolitik. Égert et al. (2003) diskuterar i sin uppsats effekten av icke-marknads-bestämda priser och kommer fram till att de reglerade delarna av ekonomin bör exkluderas. Då de emellertid finner att dessa står för en relativt stor del av exporten i de länder som studeras, presenterar de två olika definitioner på handelssektorn, den ena i enlighet med vår version ovan, den andra innehållande jordbrukssektorn. Vi finner dock inte, för Portugals del, att jordbrukssektorn står för en så stor del av utrikeshandeln⁵⁷, varför vi använt oss av den definition av handelssektorn som exkluderar jordbruket helt.

Vad gäller definitionen av produktiviteten går åsikterna isär i litteraturen. Froot och Rogoff (1995) hävdar att det inte är självklart huruvida arbetsproduktivitet eller total faktor-produktivitet är att föredra, medan MacDonald och Wójcik, i sin uppsats, menar att total

55 Detta kommer, av enkelhetsskäl, i vidare text att betecknas INE.

56 Égert et al. (2003) definierar handelssektorn som industri- minus byggsektorn och icke-handelssektorn som resten av ekonomin, med jordbrukssektorn exkluderad. Även Katsimi (2004), som gör en studie av

inflationsskillnaderna i sju EU-länder, använder liknande definitioner och exkluderar jordbrukssektorn ur analysen av samma skäl som vi anger i vår definition. Andra har definierat handelssektorn som bestående av de sektorer i ekonomin vars export överstiger 10 % av den totala produktionen, samtidigt som icke-handelssektorn ofta definieras som resten av ekonomin minus vissa eventuellt utelämnade sektorer, exempelvis

jordbrukssektorn. För en mer ingående diskussion kring definitionen av sektorerna se Égert et al. (2003). 57 Under åren 2000, 2001, 2002 och 2003 utgjorde jordbruket 6,8, 7,6, 7,5 resp. 8,2 % av Portugals export. Detta kan sättas i relation till de länder som studerats av Égert et al. för vilka andelen varor med reglerade priser i KPI i snitt låg på ungefär 18 %.

faktorproduktivitet är mer teoretiskt riktigt. De sistnämnda använder dock ändå

arbets-produktiviteten som en approximation, till följd av brist på tillgänglighet på data som speglar den totala faktorproduktiviteten⁵⁸. Vi har valt att använda oss av arbetsproduktiviteten, med samma motivering som ovan, och har beräknat den som en kvot mellan sektorernas tillskott till real BNP och antalet anställda i respektive sektor. Kvoten mellan arbetsproduktiviteten för handelssektorn och densamma för icke-handelssektorn har vi sedan, efter att vi indexerat och logaritmerat värdena, använt som den oberoende variabeln i regressionen.

Den beroende variabeln, relativpriset mellan icke-handelsvaror och handelsvaror, utgörs av kvoten mellan Portugals KPI och PPI för tillverkningsindustrin⁵⁹. Detta relativprismått grundar sig i antagandet att samtliga varor som fångas upp av PPI är handelsvaror och att en del av de varor som inkluderas i KPI, men inte i PPI, är icke-handelsvaror. Den knappa tillgängligheten på data över priserna i de olika sektorerna i ekonomin har inneburit vissa begränsningar vad gäller definitionen av relativprismåttet. Égert et al. (2003) definierar ett flertal olika tänkbara mått, däribland det ovannämnda, vilket de menar ofta använts som en proxy för relativpriser. Dock argumenterar de för att detta mått inte är rättvisande, främst till följd av den höga andelen reglerade priser i de studerade ekonomierna. Då vi inte funnit denna andel för Portugal vara lika stor som i dessa länder, har vi inte heller bedömt det mått vi använt som lika missvisande, även om en viss felmarginal är att vänta sig till följd av att priserna på jordbruksprodukter ryms inom KPI-måttet. En förändring i produktiviteten i landet bör, med relativpriserna som proxy, motsvaras av en förändring som endast uppgår till en bråkdel av produktivitetsförändringen och vars storlek bestäms av storleken på icke-handelsvarornas vikt i KPI.⁶⁰

Empiriska resultat

Innan vi presenterar regressionen, finner vi det lämpligt att diskutera rimligheten i de

antaganden som görs i modellen, med början i antagandet att perfekt konkurrens råder i hela ekonomin. Detta är något som vi bedömde som osannolikt för Portugals del, främst till följd av EU:s jordbrukspolitik, vilket även diskuterats i samband med variabeldefinitionerna ovan. Jordbrukssektorn exkluderades alltså ur analysen och den regression vi genomför kommer att

58 Froot och Rogoff (1995) presenterar, i sin sammanfattning av den empiriska litteraturen inom området, ett flertal metoder som använts. Bland annat framgår att DeGregorio et al. (1994) beräknar total faktorproduktivitet med hjälp av Solow-residualen, en metod som även Katsimi (2004) använder. Vanligare är dock att

arbetsproduktivitet används, då det är svårt att erhålla data för det förstnämnda måttet.

59 Det PPI-mått vi valt att använda är PPI Manufacturing, då det endast är tillverkningsindustrin som ingår i vår definition av handelssektorn. Andra PPI-mått, däribland PPI Total, fångar även upp bygg- eller

jordbrukssektorerna, vilka vi valt att exkludera från handelssektorn. 60 Égert et al. (2003)

behandla de övriga delarna av ekonomin, där vi antar perfekt frikonkurrens. Ett antal antaganden gjordes även kring produktionsfaktorerna, nämligen att kapital var rörligt både mellan sektorer och mellan länder, medan arbete endast var rörligt mellan sektorerna. Det sistnämnda är ett rimligt antagande för de flesta länderna i Europa, då språkskillnader än så länge omöjliggör migration av arbetskraft mellan de olika länderna. Detta är att jämföra med t.ex. USA, som, trots sin stora geografiska yta, har förhållandevis goda möjligheter att

omlokalisera arbetskraft mellan de olika staterna⁶¹. Vad gäller kapitalets flyttbarhet, finner vi även detta antagande rimligt för Portugal, i synnerhet sedan landets regering avskaffat

gränserna för utländskt ägande 1994⁶². Även EU-kraven på liberalisering ska ha varit en drivande faktor vad gäller ägande och kapitalets flyttbarhet. Huruvida produktionen i icke-handelssektorn är mer arbetsintensiv än den i icke-handelssektorn är inte av relevans för vår uppsats, då syftet med den regression vi genomför i första hand är att avgöra huruvida någon Balassa-Samuelson-effekt rimligen kan anses ha funnits. Då måtten på

arbets-/kapital-intensiteten, betecknade α^T och α^N för handels- resp. icke-handelssektorn ovan, är konstanter i den ekvation vi skattar63 kommer de att fångas upp av den skattade konstanten. Därmed har de ingen inverkan på parameterskattningen för vår oberoende variabel, varför vi inte heller behöver känna till deras storlek.

De variabler som vi använde i regressionen presenteras i figur 16. De data som ligger till grund till dessa variabler visas i Appendix 2.

61 För vidare diskussion om skillnaderna i förutsättningarna för euroområdet kontra USA, se Honohan och

Lane (2003).

62 Country Profile Portugal (2004), sid. 42

63 Ekvationen

( )

( )

är av formen y =a+bx där x-variabeln utgörs av uttrycket _{N N} T T L Y L Y / / ln . Uttrycket

( )

(

)

ln ryms alltså inom konstanten a, varför dess storlek inte påverkar skattningen av parametern b.

Figur 16: Portugals relativpris och relativa arbetsproduktivitet 2000−2004, logaritmerade värden. Den vänstra skalan visar relativprisförändringarna medan den högra illustrerar förändringarna i produktiviteten.

-.08 -.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 4.85 4.90 4.95 5.00 5.05 5.10 2000 2001 2002 2003 2004 Relativpris Relativ arbetsproduktivitet

Regressionen på dessa data gav signifikanta resultat med förväntat tecken, dvs. en högre produktivitetstillväxt i handelssektorn än i icke-handelssektorn medförde en relativprisökning på icke-handelsvaror i termer av handelsvaror. Parameterskattningen blev 0,460, med

t-statistikan 13,2 och förklaringsgraden 0,907. De fullständiga resultaten från regressionen presenteras, tillsammans med de aktuella graferna, i Appendix 2.

För att kunna avgöra huruvida någon Balassa-Samuelson-effekt förekommit, räcker det emellertid inte med att endast titta på parameterskattningarna ovan. Då det handlar om att Portugal haft en snabbare inflation än genomsnittet inom EMU-området, skulle man även kunna tänka sig att dess konkurrenskraft försämrats under tiden, till följd av höjda priser även för handelsvaror. Om så är fallet, är det inte längre rimligt att dra slutsatsen att en del av inflationsutvecklingen kan tillräknas Balassa-Samuelson-effekten. För att testa detta har vi tittat på hur priserna på handelsvaror i Portugal har utvecklats jämfört med priserna på handelsvaror från dess tio största handelspartners. Vi jämför endast handelsvarupriserna, eftersom vi definierat icke-handelsvaror som sådana det inte bedrivs internationell handel med, och använder då PPI som jämförelsemått, då det var vad vi tidigare använde som mått på prisutvecklingen inom handelsvarusektorn. Den period vi valt att titta på är densamma som ovan, 2000–2004 och vi tar därför fram siffror för periodens början och slut, dvs. åren 2000 och 2004 endast, för att försöka avgöra huruvida någon förändring skett. De tio största handelspartnernas andelar för respektive år har vi först räknat om, så att de tillsammans summerar till ett, varefter vi tagit fram PPI för de aktuella åren och länderna. Då PPI uttrycks

i inhemsk valuta, har vi omvandlat indexet för de länder som inte ingår i EMU, så att samtliga priser är uttryckta i euron⁶⁴. Resultaten presenteras i tabell 1 nedan⁶⁵.

Tabell 1: Jämförelse mellan förändringarna i Portugals PPI och de vägda PPI-värdena för landets tio största handelspartners mellan åren 2000 och 2004.

Land vi (2000) ∆ ln Pi ∆ Ei vi ·∆ ln (Pi · Ei) Spanien 0,3841 0,0274 0 0,0274 Tyskland 0,1869 0,0072 0 0,0072 Frankrike 0,1255 0,0031 0 0,0031 Italien 0,0819 0,0052 0 0,0052 Storbritannien 0,0627 0,0023 1,4758 0,0035 Nederländerna 0,0602 0,0028 0 0,0028 Belgien 0,0371 0,0011 0 0,0011 USA 0,0243 0,0017 1,2420 0,0021 Japan 0,0205 -0,0009 0,0072 0,0000 Norge 0,0166 0,0284 0,1200 0,0034 Summa 1,0000 0,0782 0,0556 Portugal 1,0000 0,0630 0 0,0630

Vad som är intressant för oss att studera är förändringen i det relativa PPI under

tidsperioden i fråga. Det tycks nämligen vara som så att Portugals konkurrenskraft, marginellt förbättrats snarare än försämrats från år 2000 till år 2004. Detta var visserligen oväntat, men en förklaring kan finnas i att en väldigt stor del av Portugals handel sker med Spanien, som, sedan inträdet i EMU, liksom Portugal, uppvisat höga inflationssiffror⁶⁶. Förutsatt att Spaniens konkurrenskraft försämrats under den aktuella tidsperioden, skulle det inte vara orimligt att Portugals förbättrats gentemot genomsnittet av dess största handelspartners, då Spaniens andel väger så pass mycket. Det är även relevant att alltid ha i åtanken att prismåtten är baserade på olika varukorgar, varför mindre fluktuationer gentemot andra länder inte heller bör ges för stor betydelse⁶⁷.

När vi nu inte funnit några belägg för att Portugals konkurrenskraft har försämrats, tolkar vi regressionsresultatet under antagandet att den är oförändrad gentemot omvärlden. Regressionsskattningarna talar för att en Balassa-Samuelson-effekt finns. De data vi här

64 Värdena för de olika ländernas PPI är hämtade från OECD Main Economic Indicators, där vi har använt oss av

PPI Manufacturing där den definitionen varit presenterad. För Italien fanns dock detta värde ej att tillgå, varför

vi där använt PPI Total istället. Uppgifterna på de tio största handelspartnernas andelar är hämtade från Instituto

Nacional de Estatísticas, Portugal och genomsnittsväxelkurserna för de aktuella åren från OECD Economic Outlook.

65 Handelsandelarna är framtagna för år 2000. Pi betecknar producentprisindexet, Ei växelkursen och vi

handelsandelarna för de tio aktuella länderna.

66 Handeln med Spanien stod för 30,0 % av Portugals utrikeshandel år 2000 och 25,3 % år 2004. Under denna tidsperiod uppvisade landet inflationssiffror som var i nivå med Portugals; se Honohan och Lane (2003), sid. 365.

använt har inte uppvisat någon oförklarad avvikelse från förväntan och vår parameterskattning ligger i nivå med de värden vi kunnat finna för likartade tester i tidigare forskning⁶⁸. Vi tolkar även dessa resultat som rimliga för Portugal, då landet tidigare legat långt under de övriga länderna inom EMU vad gäller arbetsproduktiviteten, vilket var det mått som vi valde för att skatta produktivitet, och även uppvisat en lägre kapitalproduktivitet⁶⁹. Samtidigt har Portugal, enligt data som presenteras av Honohan och Lane (2003) för åren 1998 och 2001, haft den lägsta prisnivån av samtliga tolv EMU-länder, vilket lämnar utrymme för prisökningar relativt dessa, utan att Portugals konkurrenskraft försämras.

Värt att notera här är att en viss risk till överskattning av den uppmätta inflationen kan tänkas finnas, till följd av kvalitetsförbättringar av de varor som ingår i varukorgen. Detta är beroende av hur snabbt och effektivt prismåtten justeras för kvalitetsförändringar och nya varor tas in vid preferensförändringar⁷⁰. I den mån man förväntar sig preferensförändringar i Portugal, till följd av det ökade utbudet i och med inträdet i och den ökade handeln med EMU, kan det vara relevant att ha i åtanken att inflation, snarare än att underskattas, tenderar att bli något överskattad.

Den tidsperiod vi valt att studera sträcker sig över fem år, vilket ger oss 20

observationer, samtidigt som Balassa-Samuelson är en modell som studerar utvecklingen på längre sikt. Vi anser dock att fem år inte är en alltför kort period⁷¹, så länge detta faktum has i åtanke vid tolkningen av resultaten, även om en längre period hade varit att föredra för att öka tillförlitligheten i de tester vi gjort. Det är även relevant att återigen påpeka att

Balassa-Samuelson-effekten är känslig för hur sektorerna klassificeras. Vi valde att ur vår modell exkludera jordbrukssektorn helt, av det flertal orsaker som diskuterats tidigare i uppsatsen; ett val som detta kan tänkas påverkar resultatet, i synnerhet om den utelämnade sektorn utgör en stor del av landets ekonomi⁷².

Även efter att det ovan diskuterade tagits i beaktande, anser vi dock att vi funnit visst stöd för att Balassa-Samuelson-effekten spelat en roll i Portugals ekonomiska utveckling sedan landet trädde in i EMU-samarbetet.

68 Se här till exempel MacDonald och Wójcik (2004) och Égert et al. (2003).

69 Dessa jämförelser presenteras av Leamer och Levinsohn i Handbook of International Economics (1995). 70 Se Égert et al. (2003).

71 Som exempel på fler studier med kortare tidsomfång, kan vi här nämna den studie av Balassa-Samueslon-effekten som gjorts av Égert et al., där den studerade tidsperioden har omfattat åren 1995 till och med 2000, dvs. totalt sex år. Även denna gjordes på kvartalsdata.

72 Se Égert et al. (2003) för en mer omfattande diskussion av effekterna av att ta med alternativt utelämna jordbrukssektorn i analysen.

5.2 Växelkursfluktuationers samt outputgapets betydelse för