Borta låg men hemma lägst : Importprisernas roll för inflationen i Sverige

Linköpings universitet | Institutionen för ekonomisk och industriell utveckling Kandidatuppsats, 15 hp | Nationalekonomi Vårterminen 2019 | LIU-IEI-FIL-G--19/02164-SE

Borta låg men hemma lägst

– Importprisernas roll för inflationen i Sverige

The importance of imports

– The role of import prices for inflation in Sweden

Adrian Cullberg Martin Olsson

Handledare: Roger Bandick

Linköpings universitet SE-581 83 Linköping, Sverige 013-28 10 00, www.liu.se

SAMMANFATTNING

Trots minusränta, kvantitativa lättnader och positiv BNP-tillväxt är inflationen i Sverige 2012 till 2016 närmast obefintlig. Liknande mönster visar sig i stora delar av världen där inflationen under återhämtningen efter den globala finanskrisen 2008 inte beter sig som förväntat. En anledning till den låga inflationen anses bland annat vara att ökad import från låglöneländer, med betydligt lägre prisnivåer än Sveriges, håller tillbaka den svenska inflationen. På global nivå visar forskning att

inflationsdynamiken ändras efter den globala finanskrisen och att inflationens känslighet för olika förklaringsvariabler, inklusive importpriserna, ändrar sig. I vissa studier uppvisar importpriserna till och med ett negativt samband med inflationen efter finanskrisen. Syftet med uppsatsen är därför att undersöka hur importpriserna påverkar inflationen och om importprisernas effekt på inflationen ändras efter finanskrisen.

För att utreda huruvida importpriser faktiskt påverkar inflationen och i vilken grad detta sker ställer vi med hjälp av månadsdata över förväntad inflation och

arbetslöshetsgap upp en modell baserad på Phillipssambandet som vi utökar med importpriser. Vi kommer fram till att importpriserna har en effekt på inflationen och att sambandet är positivt under hela mätperioden. Våra resultat visar att importpriserna är en viktig del av inflationen; under perioden 2017 till 2018 består inflationen till en tredjedel av ökningen i importpriserna. För att undersöka om sambandet förändras i återhämtningsfasen efter finanskrisen introduceras en indikatorvariabel för finanskrisen och en för år 2012 och framåt. Trots tidigare studier som visar på en förändrad effekt av importpriserna efter den globala finanskrisen så finner vi ingen förändring av effekten i och med, eller efter, finanskrisen.

ABSTRACT

Despite a negative policy rate, quantitative easings and positive GDP growth 2012 to 2016, inflation remains virtually non-existent in Sweden. Similar patterns appear all over the world where inflation behaves unexpectedly during the recovery phase after the global financial crisis 2008. A possible cause for this is increased imports from low-wage countries, with far lower price levels than those in Sweden, that keep domestic inflation low. Research also shows that, on a global level, inflation dynamics change after the financial crisis and that the inflation’s sensitivity to different explanatory variables, including import prices, differ after the crisis. Some studies even show that import prices have a negative relationship with inflation after the global financial crisis. Thus, the purpose of this paper is to investigate how import prices affect inflation and if this effect changes after the financial crisis. We create an augmented Phillips curve with monthly data on expected inflation, unemployment gap, and import prices in order to study how, and to what extent, import prices affect inflation. We find that import prices have an effect and a positive relationship to inflation during the entirety of our studied time period. Our results show that import prices are an important part of inflation as the increase in import prices between 2017 and 2018 make up a third of total inflation. To investigate whether the relationship changes in the recovery phase after the financial crisis we introduce dummy variables for the financial crisis and for 2012 and onwards. Despite previous studies that conclude that the effect of import prices changes after the financial crisis, we find no such change in or after the financial crisis.

INNEHÅLLSFÖRTECKNING

1 Inledning ... 1

2 Teori ... 4

3 Metod och Data ... 10

3.1 Beskrivning av data ... 10

3.2 Modellspecifikation ... 14

3.3 Metodkritik ... 15

4 Resultat och analys ... 17

5 Slutsats ... 23

6 Referenslista: ... 24

1

1 INLEDNING

Sverige återhämtar sig väl från den globala finanskrisen 2008 och Konjunkturinstitutets barometerindikator på Sveriges ekonomi visar att stämningsläget sedan 2013 ligger över normal nivå. Sedan tredje kvartalet 2015 visar dessutom konjunkturinstitutets beräkningar att BNP-gapet är positivt; Sverige befinner sig i en högkonjunktur. Under finanskrisen visar SCB på en kraftigt sänkt inflation, vilket även ligger i linje med ekonomisk teori då prisnivåerna kan antas sjunka när BNP minskar. Vad som kommit att förbrylla ekonomer är att

inflationstakten inte återhämtar sig i den efterföljande tillväxtfasen; enligt SCB ligger inflationstakten mellan år 2012 och 2015 runt 0 procent trots att BNP under samma period stiger med 8,5 procent. Låg inflation efter finanskrisen är inte ett lokalt problem. Ekonomier över hela världen upplever samma mönster med ihållande låg inflation efter finanskrisen, speciellt i Europa. Skarica och Nobile (2016) skriver om fenomenet och slår fast att

Phillipssambandet håller i eurozonen men att det försvagats efter finanskrisen. Sverige kan dock ses som ett extremfall i det här avseendet då vi tillhör en liten skara länder som hållit en negativ styrränta1, kombinerat med kvantitativa lättnader, under relativt lång tid utan att se någon större effekt på inflationen.

En inflation som över tid ligger under sin målvariabel och som inte når upp till

förväntningarna skapar problem framförallt på arbetsmarknaden. När anställda förväntar sig generella prisökningar så är företag tvungna att höja lönerna trots att de inte kan höja priserna, detta måste kompenseras genom att minska anställningstalen vilket leder till förhöjd

arbetslöshet. I en studie av Svensson (2014) uppskattas den förlorade produktiviteten i Sverige leda till 0,8 procentenheter förhöjd arbetslöshet. Här finns historiska paralleller med Phillipssambandets revidering under 70-talet; då råder för första gången stagflation – en kombination av stagnerad tillväxt och inflation. Under återhämtningsperioden från 2012 och till idag uppstår istället ett omvänt scenario som vi kan kalla prodflation – en kombination av ökad produktivitet och utebliven inflation. Här uppstår ett vacuumtillstånd i ekonomisk teori liknande det då Phillipssambandet reviderades.

2 Friedrich (2014) identifierar två frågeställningar rörande den globala inflationen efter

finanskrisen; den första är frågan om varför global inflation inte sjunker mer än den gör under finanskrisen 2008 och den andra är varför den globala inflationen inte ökar särskilt mycket under den efterföljande perioden med hög tillväxt. Friedrich (2014) studerar ett aggregat av 25 länder, däribland Sverige, under perioden 1995 till 2013. Han finner att den globala inflationsdynamiken ändras i och med den globala finanskrisen och undersöker vilka ytterligare variabler som kan tänkas förklara inflationen utöver professionella

inflationsförväntningar och arbetslöshet. Friedrich (2014) finner att ett utökande av modellen till att inkorporera hushållens inflationsförväntningar och globala råvarupriser bidrar till att förklara inflationen betydligt bättre än en modell som endast tar professionella

inflationsförväntningar och arbetslöshet i beaktning. Mer forskning efterfrågas främst på landspecifik nivå och ett större tidsspann att tillgå efter finanskrisen kan dessutom hjälpa till att ge mer tillförlitliga resultat för perioden efter krisen.

Enligt Friedrich (2014) är råvarupriser ett bra substitut för dynamiken mellan

växelkursförändringar och marknadspriser mellan olika länder på global nivå. På landspecifik kan effekten istället fångas upp av importpriserna. Enligt Riksbanken (2018:2) får

importpriserna en viktig roll för prisbildningen i ett litet och öppet land som Sverige.

Omvärldens prisutveckling under vår observationsperiod är således relevant att inkorporera i vår analys av den svenska inflationsbildningen. Under 2015 ger riksbanken ut en artikel skriven av Andersson, Corbo och Löf som identifierar den låga prisökningen av

importpriserna som en av huvudorsakerna till den förbryllande låga inflationen i Sverige under återhämtningsperioden efter finanskrisen. Liknande upptäckter görs även i andra länder, till exempel visar Chang, Choi och Park (2016) att importprisernas effekt på inflationen i Sydkorea ändras efter den globala finanskrisen. Mot bakgrund av Sveriges låga inflation under 2010-talet är det motiverat att undersöka om importpriser hjälper till att förklara Sveriges inflation och om effekten importpriserna har på Sveriges inflation är annorlunda under tiden efter finanskrisen.

Uppsatsens syfte är därför att undersöka hur importpriser påverkar inflationen i Sverige under perioden 2001 till 2019 och om importprisernas påverkan på inflationen ändras i och med den globala finanskrisen.

Syftet besvaras genom en ekonometrisk analys med månadsdata från SCB och

konjunkturinstitutet där ett utökat nyklassisk Phillipssamband som inkorporerar importpriser ställs upp. Vi finner att importpriserna har en signifikant effekt på inflationen och visar hur

3 mycket de bidrar till den faktiska inflationen. Vi kan dock inte säga att inflationens känslighet för importprisernas ändringar skiljer sig åt mellan olika tidsperioder; importprisernas olika effekter på inflationen beror endast på magnituden av importprisändringarna.

Uppsatsen disponeras på följande sätt; avsnitt 2 börjar med en teoretisk genomgång av Phillipssambandet och annan forskning över faktorer som förklarar inflation och importpriser samt hur en ekonometrisk modell kan ställas upp efter dessa förutsättningar. I avsnitt 3 presenteras den data vi använder i modellen och den slutgiltiga modellspecifikationen. I avsnitt 4 presenterar vi resultaten av utförda modellskattningar samt en analys av hur resultaten besvarar vårt syfte och om de stämmer överens med tidigare forskning. Slutligen sammanfattar vi uppsatsens slutsatser i avsnitt 5 och ger förslag på ytterligare forskning som kan bygga vidare på samma ämne.

4

2 TEORI

Vi utgår från Phillipssambandet som traditionellt beskrivs som ett negativt samband mellan arbetslöshet och inflation. Relevant forskning presenteras om hur Phillipssambandet kan utökas, vilken dynamik importpriserna har och hur de kan påverka inflationen.

William Phillips identifierar 1958 ett negativt samband mellan arbetslöshet och lönetillväxt. Grundidén utgår från modellen om utbud och efterfrågan och att om efterfrågan på arbetskraft är hög bjuder arbetsgivare över varandra för att locka till sig den bästa arbetskraften. Detta driver upp de allmänna lönenivåerna som helhet och skapar därmed inflation. Däremot, när ekonomin inte går lika bra och efterfrågan på arbetskraft sjunker har inte arbetsgivarna samma incitament till att ge höga löner för att locka och behålla sin personal. Lönetillväxten

avstannar därför i takt med att arbetslösheten ökar. Phillips visar att detta stämmer empiriskt och menar att om den aggregerade efterfrågan hålls vid en stabil nivå kommer en naturlig arbetslöshetsgrad att infinna sig. Sambandet mellan lönetillväxt och inflation är nästintill perfekt; om lönenivåerna generellt sett ökar kommer befolkningen ha mer pengar att lägga på konsumtion, detta resulterar i en ökad betalningsförmåga för varor och tjänster. För

producenterna innebär detta dels höjda lönekostnader för att producera varor och tjänster, dels att de kan ta ut högre priser än tidigare och fortfarande sälja lika mycket. Lönetillväxten skapar därmed ökade priser och inflation. Vidare kan arbetslöshet ses som ett mått på resursutnyttjande. Om arbetskraft ses som resurser i en produktionsprocess kan arbetslöshet ses som ett mått på outnyttjade resurser i ekonomin.

Under 1960-talet börjar Phillips modell ifrågasättas, främst av Phelps (1967) och Friedman (1968) som slår fast att Phillipssambandet endast håller på kort sikt och att arbetslösheten inte påverkas av inflationen på lång sikt. Detta förklaras med att Phillipssambandet endast visar sambandet mellan de nominella värdena; när det är allmänt känt att inflationstakten har ökat i ekonomin kommer en utebliven löneökning i nivå med inflationen innebära en real

lönesänkning. De reala värdena anpassar sig därmed till den nya situationen och

arbetslösheten går tillbaka till ursprungsläget men med en högre naturlig inflationstakt som en konsekvens av förhöjda inflationsförväntningar. Den långsiktiga Phillipssambandet är därför helt vertikalt. På kort sikt håller det ursprungliga Phillipssambandet; när arbetslösheten sjunker så ökar inflationen. På längre sikt kommer dock inflationsförväntningarna alltid att anpassa sig till den nya nivån.

5 Detta ger upphov till Friedmans (1968) teori om att det finns en naturlig arbetslöshetsnivå som förklaras av strukturella faktorer i ekonomin snarare än det konjunkturella läget. På längre sikt kommer, enligt teorin, arbetslösheten alltid gå tillbaka mot den naturliga arbetslöshetsnivån. Givet detta kan resursutnyttjandet antas vara lägre än optimalt och arbetslösheten högre än den naturliga arbetslösheten om den förväntade inflationen i

ekonomin är högre än den faktiska inflationen. Om detta förhållande håller i sig på längre sikt kan det argumenteras för att den långsiktiga kurvan inte alls är vertikal utan faktiskt har en viss lutning. Svensson (2014) visar på en sådan effekt och att inflationsförväntningarna mellan 1997 och 2011 i genomsnitt ligger 0,6 procentenheter högre än den faktiska inflationen, därmed har den långsiktiga Phillipskurvan i Sverige en lutning på 0,75. Detta menar Svensson har gett upphov till 0,8 procentenheter högre arbetslöshet än om

förväntningarna varit i linje med den faktiska inflationen.2 _{Genom att inkludera förväntad}

inflation i Phillipssambandet nås en grundläggande ekvation för sambandet enligt följande:

𝜋 = 𝜋

− 𝛼(𝑢 − 𝑢

)

(1)

Där 𝜋 är inflation, 𝜋𝑒 är förväntad inflation, 𝑢 är arbetslöshet och 𝑢_𝑛 är naturlig arbetslöshet. 𝛼 är en konstant som avgör hur stor påverkan arbetslösheten har på inflationen.

Inflationsförväntningar kan antas vara antingen adaptiva eller rationella. Vid adaptiva förväntningar antas den förväntade inflationen anpassas efter vad inflationstakten har varit tidigare, om inflationstakten sedan är högre än förväntat anpassas förväntningarna till nästa period. Med rationella förväntningar antas marknaden skapa sina förväntningar efter all tillgänglig information och inflationsförväntningarnas väntevärde blir således detsamma som den faktiska inflationen i ekonomin. Förväntningarna slår dock inte alltid in utan ny

information kan komma att omkullkasta inflationen i närtid. Ett vanligt tillvägagångssätt för att mäta förväntad inflation är i stället att skicka ut en enkät där respondenterna får svara på om de tror att priserna ett år framåt kommer att öka eller minska och hur mycket. Detta görs i Sverige för både hushåll och för professionella bedömare av bland annat Konjunkturinstitutet. Coibion och Gorodnichenko (2013) upptäcker ett generellt bättre samband mellan hushållens förväntningar och faktisk inflationsutveckling, då hushållen till större del antas ta hänsyn till volatila element ur energi- och råvarumarknaden.

2 _{Svenssons resultat har dock fått kritik för att vara missvisande, se bland annat ”Svenssons kritik av}

6 Modern forskning utökar ofta Phillipssambandet med fler förklaringsvariabler för att

undersöka olika faktorers påverkan på inflationen. Friedrich (2014) utgår från det traditionella Phillipssambandet i Ekvation (1) och specificerar en ekonometrisk modell för global inflation enligt:

𝜋

= 𝛽

+ 𝛽

𝜋

+ 𝛽

𝑢

+ 𝜀

(2)

Som mått på inflationsförväntningar använder Friedrich (2014) förväntningar hos

professionella analytiker i kombination med hushållens förväntningar på framtida inflation. I stället för att använda resursutnyttjande i form av BNP-gap eller arbetslöshetsgap likt den ursprungliga modellen använder Friedrich endast faktisk arbetslöshet (𝑢𝑡) på grund av

tillgången på data. 𝜀_𝑡 är en felterm som fångar upp det som inte förklaras i modellen. Med hjälp av modellen konstaterar Friedrich att Phillipssambandet inte längre kan förklara

variationen i inflation som uppstår under och efter finanskrisen 2008. Han finner bland annat att råvarupriser bidrar till att förklara variationen i inflation bättre än den grundläggande modellen. Att lägga till råvarupriser motiveras med att det fångar upp dynamiken mellan växelkurser och olika marknadspriser på en global nivå. På landspecifik nivå är det dock motiverat och möjligt att fånga upp den dynamiken på ett bättre och mer direkt sätt. Enligt Riksbanken (2018:1) kan importpriser fånga upp effekten av växelkurssvängningar och olika prisförhållanden; därför kan vi på landspecifik nivå använda importpriser i stället för

råvarupriser. Importpriser ger dessutom en ytterligare dynamisk komponent i form av ändrade handelsmönster som en konsekvens av globalisering och ökad handel med länder med

annorlunda kostnadsstruktur än Sverige.

En bidragande faktor till importprisernas utveckling är relativa prisskillnader mellan Sverige och omvärlden, när den svenska kronan är svag så blir det vi importerar dyrt. Växelkursen bestäms till stor del genom ränteparitetsvillkoret av de reala räntorna i landet. Minskar därför de reala räntorna kommer den svenska kronan försvagas gentemot omvärlden och

importpriserna öka. När Riksbanken sänker räntan görs detta delvis för att försvaga den svenska valutan och på så sätt få utländska varor som importeras att genom växelkursen bli relativt dyrare än tidigare. Därmed uppnås inflation genom en relativ uppgång i de nationella prisnivåerna. En faktor som gör att detta fenomen får extra genomslagskraft är att svenska företag enligt Riksbanken (2018:1) i stor utsträckning har kontrakterade importpriser i utländsk valuta. Detta innebär att en depreciering i kronans värde leder till omedelbara kostnadshöjningar för svenska importörer. Dessa kostnadsökningar överförs dock inte alltid

7 omedelbart vidare till konsumenter då konsumentpriser är mer trögrörliga. De alternativen som icke valutasäkrade importörer står emellan är att direkt höja priserna i samma

storleksordning som deras valutaförlust och därmed sälja mindre eller att ta en förlust på vinstmarginaler för att undvika att tappa kundrelationer. Enligt Riksbanken (2018:1) beror beslutet på huruvida valutadeprecieringen bedöms vara tillfällig. Vid en tillfällig depreciering är genomslagskraften i konsumentled betydligt mindre.

Övriga faktorer som spelar in är den generellt högre prisvolatiliteten som råder i högkonjunktur då efterfrågan generellt är starkare och mindre priskänslig, samt hur konkurrensutsatt importörens bransch är. I branscher med hög konkurrens är

konsumentpriserna nära marginalkostnaderna för producenten (importören) och således blir konsumentpriserna i högre grad påverkade av valutaförluster hos producenterna. Balakrishnan och Lopez-Salido (2002) visar på en sådan effekt och att importpriserna påverkar

marginalkostnaderna i ekonomin. I branscher med priskänsliga konsumenter är dock

utrymmet för prisökningar litet och de ökade marginalkostnaderna kan därför inte täckas med höjda slutpriser. Därmed blir företagens intäkter lidande och ökade importpriser kan leda till sänkt inflation.

En annan möjlig förklaring till hur importpriserna påverkar inflationen är genom att Sverige importerar allt mer från tillväxtmarknader med betydligt lägre produktionskostnader än i industrialiserade länder. Dessa importer tränger undan konsumtionen av varor från

industrialiserade länder då vi ersätter dem med varor från tillväxtmarknader. Auer, Fischer och Kropf (2012) visar på att mellan 1995 och 2010 så minskar USA sin marknadsandel bland utomeuropeiska importörer till norden med 15 procentenheter, medan Kina samtidigt ökar sin marknadsandel med 20 procentenheter. Konsekvensen kan förmodas vara att konsumenter spenderar mindre pengar men med samma konsumtionsmönster som tidigare; därmed uppstår en depreciering av priserna för dessa varor. Därmed kan importkvantiteter vara konstanta eller till och med öka trots att importpriserna sjunker. Som en konsekvens sjunker då de allmänna prisnivåerna i Sverige och inflationstakten hålls tillbaka. Enligt Lewis och Salaheen (2014) bidrar denna effekt av ökade importer från tillväxtländer, främst Kina, till att sänka

importprisinflationen i Storbritannien med 0,5 procentenheter mellan 1999 och 2011. Auer et al. (2012) visar att motsvarande effekter finns på den nordiska marknaden och att när

kinesiska producenter ökar sin marknadsandel med en procentenhet i de nordiska länderna så minskar de totala nationella producentkostnaderna med två procent. Under deras mätperiod,

8 1995–2008, visar de på en ökad marknadsandel om 7 procentenheter för kinesisk export, vilket de menar gett 14 procent lägre produktionskostnader.

Under vår mätperiod går Kina, enligt siffror från SCB, från en marginell handelspartner till en formidabel, med en ökning från 610 miljoner kronor i importerade varor under december 2001 till 6,3 miljarder under december 2018. Minskade importpriser som en konsekvens av ökad import från länder med låga produktionskostnader kan dock inte förklaras direkt med att importen från till exempel Kina till Sverige ökar. Importen från EU-länder är nämligen fortfarande enligt SCB överlägset störst. Däremot kan det vara så att importen av insatsvaror från Kina till Europa generellt ökar och att varorna sedan förädlas och säljs vidare till Sverige. I Figur 1 visar vi därför Kinas totala export av varor som en andel av världens totala

varuexporter. Mellan 2001 och 2017 ökar Kinas världsmarknadsandelar med elva procentenheter. Som referens inkluderar vi även USA samt Eurozonens

världsmarknadsandelar som under samma period minskar med 3,5 respektive 5

procentenheter. Alltså ökar Kinas relativa export till omvärlden samtidigt som länder med betydligt dyrare produktionskostnader minskar sin andel. Detta kan få som konsekvens att importprisutvecklingen dämpas.

Figur 1: Export av varor som andel av världens totala export av varor, USD, 2001–2019. Källa: World Bank

Auer et al. (2012) menar också i sin artikel att i små och öppna ekonomier innebär handeln med låglöneländer att en neutral penningpolitik i praktiken blir kontraktiv då de lågt prissatta varornas ökande marknadsandel ger en allt mer dämpande effekt på inflationsutvecklingen. Givet att detta förhållande även gäller för andra tillväxtländer med låga produktionskostnader kommer ökad globalisering ständigt pressa den inhemska inflationen nedåt. Något som delvis talar emot detta är en studie av Armelius, Belfrage och Stenbacka (2014) som visar på att importen hos utvecklade ekonomier generellt saktar ned efter finanskrisen. En annan aspekt

0% 5% 10% 15% 20% 25% 30% 35% 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

9 påpekas av bland annat av Assarsson (2007) som menar att importerade varor utsätts för svenska förhållande när de passerar gränsen. Varor utsätts då för harmoniserande effekter i form av svenska vinstmarginaler, distributionskostnader och transportkostnader.

Chang et al. (2016) visar att importpriserna har en roll i att förklara inflationen i Sydkorea under perioden 2000 till 2015. De visar även att inflationsdynamiken ändras efter 2012, att importpriserna innan 2012 har ett positivt samband med inflationen medan de efter 2012 i stället finner ett negativt samband med inflationen. De främsta anledningarna till att dynamiken ändras antar Chang et al. är Sydkoreas omvandling från en snabbt växande ekonomi till en mer mogen ekonomi med långsammare tillväxt samt en utökad globalisering som ökar konkurrensen mellan inhemska och utländska producenter och därmed pressar ned priserna. De skriver även att små, öppna ekonomier är mer sårbara för låg inflation som en konsekvens av svagare global ekonomisk tillväxt efter händelser såsom den globala finanskrisen 2008. Enligt Bowen och Mayhew (2008) är effekten av globaliseringens påverkan på inflationen genom sänkta importpriser inte alltid självklar, de menar att importpriserna inte nödvändigtvis sänks av ökad globalisering och att även om de sänks så beror importprisernas påverkan på inflationen av huruvida hushållen förutser

importprisändringarna och inkluderarar dem i sina förväntningar samt hur centralbanken agerar med penningpolitiken.

Enligt Lagoa (2014) är importpriser en viktig förklaring till inflationsdynamiken, han visar att en modell som ignorerar importpriser kan ge inkorrekta resultat. Rumler (2005) finner att ett nykeynesianskt Phillipssamband som inkorporerar importpriser som en faktor uppvisar en betydligt lägre grad av nominell prisstelhet än motsvarande modell för en stängd ekonomi. Peacock och Baumann (2008) visar på betydligt bättre förklaringsgrad av inflationen för en modell som inkorporerar importpriser. Det är alltså möjligt att importpriserna påverkar inflationsdynamiken, att importprisernas effekt på inflationen skiljer sig åt mellan olika tidsperioder och att detta i sin tur kan förklara ändringar i inflationsdynamik mellan tidsperioder. Beroende på om importpriserna främst påverkar branscher med priskänsliga, eller ej priskänsliga konsumenter är dessutom sambandet med inflationen negativt eller positivt och kan skilja mellan olika tidsperioder.

10

3 METOD OCH DATA

För att undersöka importprisernas påverkan på inflationen används en deduktiv metod där vi i grunden utgår från den nyklassiska teorin om Phillipssambandet som vi komplementerar med annan aktuell forskning om inflation och hur importpriser kan påverka den. Vi använder oss av sekundärdata från SCB och Konjunkturinstitutet som vi analyserar med hjälp av en regressionsmodell skattad med minsta kvadratmetoden. Vi undersöker tidsperioden från december 2001 till och med februari 2019 och använder månadsvis data som visar årlig förändring, detta ger oss 207 observationer för varje variabel vilket vi bedömer är tillräckligt för vår analys då det är fler observationer än vad som används i liknande studier av Freidrich (2014) och Chang et al (2016). Tidsperioden väljs efter tillgång till data samt för att ge en bild av inflationsdynamiken före och efter finanskrisen. Variabler väljs efter det teoretiska

ramverket i avsnitt 0. I Tabell 1 redovisar vi de variabler vi använder i modellen med prediktioner som vi redovisar för i avsnitt 0.

Tabell 1: Använda variabler

Variabel Mäts i Data hämtas från

Förväntad påverkan på

inflationen Inflation Konsumentprisindex Statistiska

Centralbyrån n/a

Importpriser Importprisindex Statistiska

Centralbyrån +/-

Förväntad inflation Hushållens förväntade

inflation Konjunkturinstitutet + Resursutnyttjande Arbetslöshetsgap Statistiska Centralbyrån & Konjunkturinstitutet -

3.1 B

För att mäta inflation används normalt SCB:s konsumentprisindex (KPI). Indexet tas fram genom undersökningar av vad ett svenskt hushåll konsumerar löpande, och innehåller därför varken industrivaror, fastigheter eller handelsvaror. År 2017 ändrar Riksbanken målvariabel för penningpolitiken från KPI till KPI med fast ränta (KPIF). KPIF håller, som namnet

11 antyder, räntan konstant. Detta gör att de direkta effekterna av Riksbankens penningpolitik på hushållens bolåneräntor inte påverkar indexet, vilket är önskvärt för Riksbanken då dessa effekter inte har med den underliggande inflationen att göra. När Riksbanken vill höja inflationstakten så sänker de reporäntan. Detta ger direkt genomslag i sänkta rörliga

bolåneräntor. En sänkning av räntan visar sig då i KPI som en direkt och dämpande effekt på inflationen. KPIF är på så sätt ett stabilare mått som ger ett mer långsiktigt värde på

inflationen. Vi gör dock bedömningen att effekten inte bör åsidosättas, och att om en

räntesänkning inte fullgott kompenseras av investeringsökningar - och därmed prispåslag - så ska detta framgå i vårt material. Dessutom antas sambandet mellan faktisk inflation och arbetslöshet vara främst på kort sikt och därför är KPI ett bättre mått för vår uppsats. De flesta enkäter för inflationsförväntningar frågar dessutom specifikt om KPI, varför det blir det naturliga måttet att förklara med inflationsförväntningar. Vi använder KPI mätt som procentuell förändring i KPI från samma månad föregående år, på så vis anger måttet den årliga inflationstakten månadsvis. Data hämtas från Statistiska Centralbyrån (SCB). I Figur 2 nedan ser vi tydligt den volatila inflationen under vår observationsperiod. Tiden innan

finanskrisen präglas av låginflationsmiljö för att sedan skjuta upp innan finanskrisen bryter ut och inflationen följer tillväxten ner i negativa nivåer. Tiden direkt efter krisen präglas av återhämtning, och stark tillväxt i både BNP och inflation. Under 2011 avbryts återhämtningen och inflationen går ner i en lång kräftgång som först avbryts under 2017. Det framgår även i figuren hur inflationen avviker från Riksbankens inflationsmål med flest observationer under 2 procent, inflationstaktens medelvärde för studerad period är 1,24 procent.

Figur 2: Konsumentprisindex och Riksbankens inflationsmål, 2001–2018. Källa: SCB och Riksbanken

-2,00% -1,00% 0,00% 1,00% 2,00% 3,00% 4,00% 5,00% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 20 05 M 12 2006M 12 2007M 12 2008M 12 2009M 12 2010M 12 2011M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12

12 För att mäta importpriser använder vi oss av SCB:s importprisindex. Det ger oss en

sammanvägning av importerade varors prisnivåer efter inbördes viktning och indikerar vilken effekt den svenska utrikeshandeln och valutapolitiken har på inflationen. Importprisindex inkluderar inte moms, tullar eller andra skatter. Vi använder en månadsvis procentuell skillnad från föregående år och får därmed ett mått på importprisändringstakt som är direkt jämförbart med måttet för inflationstakt. I Figur 3 visas utvecklingen för inflationstakten och importprisändringstakten mellan år 2001 och 2019. En intressant iakttagelse är att

importpriserna totalt sett inte ökar alls mellan juli 2008 och februari 2016. När importpriserna väl tar fart igen sammanfaller det med tidpunkten då inflationen tar fart efter finanskrisen. Ökningen under början av 00-talet förklarar Andersson (2016) genom att använda riksbankens analysmodell Ramses med framförallt en ökning av oljepriserna. Han konstaterar dock att de övriga importerade varorna hölls på fortsatt överraskande låga nivåer. Under nedgången 2013 till 2016 menar Andersson (2016) att ett skifte i handeln äger rum och att importen från höglöneländer minskar samtidigt som den ökar från låglöneländer och detta får genomslag i importpriserna. Samma mönster som det under höjningen 2004 upprepar sig igen år 2016 i och med att oljepriserna vänder uppåt från att ha sjunkit sedan år 2012, detta kan till viss del förklara att importprisinflationen stiger från och med 2016.

Figur 3: Inflation och importprisinflation, 2001–2019. Källa: SCB

Vi använder oss av uppmätt förväntad inflation om ett år som mått på den förväntade

inflationen. Att använda laggad faktisk inflation som ett mått på förväntningar bedömer vi för teoretiskt; det är då bättre att använda uppmätta inflationsförväntningar för att spegla hur verkligheten ser ut. Vi hämtar månadsdata från konjunkturinstitutets konjunkturbarometer för

-10,00% -5,00% 0,00% 5,00% 10,00% 15,00% 20,00% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 20 05 M 12 20 06 M 12 20 07 M 12 20 08 M 12 20 09 M 12 2010M 12 2011M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12 Inflation Importprisinflation

13 hushållens förväntade procentuella ändring i prisnivå om ett år. Då vi har en teoretisk

motivering och enbart tillgång till historiska, månadsvisa redogörelser för hushållens

inflationsförväntningar bedömer vi att kvalitetsförlusten att gå över till kvartalsförväntningar för en mer allsidig förväntanskår vore för stor. I Figur 4 illustreras förväntad och faktisk inflation. Vi kan konstatera att inflationsförväntningarna generellt sett ligger högre än den faktiska inflationen, detta kan mycket väl bero på att riksbanken har lyckats med att skapa förtroende för inflationsmålet, precis som IMF (2013) skriver om den globala inflationen under finanskrisen. Medelvärdet för den förväntade inflationstakten under aktuell period är 1,95 procent och förväntningarna ligger alltså väl i linje med riksbankens mål. I en artikel av Andersson et al. (2015) ser vi effekten av olika tidsförskjutningar av den förväntade

inflationen och vad som ger bäst förklaringsgrad. De kommer fram till att förväntad inflation får utslag i faktiskt inflation direkt och att ingen förskjutning bör göras. Vi tolkar detta som att nuvarande inflationsförväntningar direkt får effekt på pris- och lönesättning. Det vill säga, Phillipskurvan skiftar samtidigt som förväntningarna formas snarare än när tidpunkten för förväntningarna är kommen.

Figur 4: Förväntad och faktisk inflation, 2001–2019. Källa: SCB och Konjunkturinstitutet.

Ett centralt mått för Phillipssambandet är resursutnyttjandet i ekonomin. Vi använder likt det nyklassiska Phillipssambandet ett mått på arbetslöshetsgap som vi tar fram genom att

subtrahera faktisk arbetslöshet i procent från SCB för personer mellan 15 och 74 år med konjunkturinstitutets beräknade naturliga arbetslöshet i procent. Konjunkturinstitutet publicerar endast beräkningar på den naturliga arbetslösheten kvartalsvis. Eftersom

svängningar i den naturliga arbetslösheten uttrycks i trender som över vår mätperiod har låg

-2% -1% 0% 1% 2% 3% 4% 5% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 2005M 12 2006M 12 2007M 12 20 08 M 12 2009M 12 2010M 12 2011M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12

14 volatilitet har vi valt att konvertera vår data till månadsvis data med bedömningen att vi inte förlorar i exakthet. Dessa subtraheras sen från de månadsvis rapporterade siffrorna över faktisk arbetslöshet. En annan möjlighet är att använda BNP-gap som ett mått på

resursutnyttjande; eftersom BNP-gap endast publiceras kvartalsvis använder vi dock hellre månadsdata för arbetslösheten. Arbetslöshetsgapet och BNP-gapet följer dessutom varandra väl, en korrelationsanalys visar på ett starkt negativt samband och vi bör inte uppleva några större skillnader i resultat mellan måtten.

3.2 M

Modellen skattas med minsta kvadratmetoden. Eftersom vi använder tidsseriedata finns risk för autokorrelerade serier och enhetsrötter3. Det är även möjligt att serierna uppvisar

heteroskedasticitet då samtliga serier är mer volatila under finanskrisen. Heteroskedasticitet och autokorrelation undviker vi genom att skatta modellen med Newey-West (1987)

heteroskedasticitets- och autokorrelationsrobusta standardfel (HAC), därmed korrigeras standardfelen till att ta hänsyn till eventuell heteroskedasticitet och autokorrelation och ger oss teststatistikor som går att lita på. Eftersom alla serier utom arbetslösheten mäter en förändring bör inte problemen med enhetsrötter vara särskilt stora. Vi testar ändå samtliga dataserier med Phillips och Perrons (1988) test för enhetsrötter där nollhypotesen är att serien har en enhetsrot och alternativhypotesen är att dataserien inte har en enhetsrot. Kim, Leyborne & Newbone (2002) visar att många enhetsrottest inte är tillförlitliga vid förekomst av

heteroskedasticitet. Phillips-Perron (PP) test löser problem med autokorrelation och

heteroskedasticitet genom att tillämpa HAC vid testet, därför använder vi Phillips-Perron test för att testa våra variabler.

Vi specificerar modellen genom att utgå från Ekvation (2) och Friedrich (2014) grundläggande modell för Phillipssambandet men utökar modellen till att inkludera

förändringen i importprisindex (𝑖𝑚𝑝_𝑡). Till skillnad från Friedrich mäter vi förväntad inflation (𝜋_𝑡𝑒) endast med hushållens förväntningar och använder arbetslöshetsgap (𝑢𝑔𝑡) som mått på

resursutnyttjande. Modellen specificeras enligt:

𝜋

= 𝛽

+ 𝛽

𝑖𝑚𝑝

+ 𝛽

𝜋

+ 𝛽

𝑢𝑔

+ 𝜀

(3)

3 _{Förekomsten av en enhetsrot innebär att tidsserien är icke-stationär, det vill säga att till exempel medelvärdet}

och variansen ändras med tiden. Detta innebär i sin tur att vi får problem med att göra inferens från våra skattade variabler.

15 Importens genomsnittliga effekt på inflationen ges då av koefficienten 𝛽₁. Genom att

analysera koefficienten ser vi vilken effekt importpriserna har på inflationen. För att avgöra om effekten är statistiskt säkerställd utför vi ett t-test på lutningen av 𝛽₁ vilket utröner om koefficienten är statistiskt skild från 0 och därmed kan sägas påverka inflationen. För att undersöka ändringar i inflationsdynamik i och med krisen introducerar vi en indikatorvariabel för tidsperioden från och med den globala finanskrisen och framåt som vi interagerar med samtliga förklaringsvariabler. Vi väljer att definiera finanskrisens början som tidpunkten för Lehman Brothers konkursansökan i september 2008. Koefficienterna för

interaktionstermerna visar hur effekten av respektive variabel ändras efter krisen och därmed om inflationsdynamiken är annorlunda efter krisen. Genom att göra detta kan vi undersöka om importpriser har en större eller mindre effekt på inflationen under en viss tidsperiod. De främsta problemen med låg inflation i Sverige visar sig under perioden 2012 till 2016, det är även 2012 som realräntan börjar falla kraftigt. Därför undersöker vi, likt Chang et al. (2016), om dynamiken ändrar sig under perioden 2012 och framåt med en indikator för den perioden som interageras med samtliga förklaringsvariabler.

3.3 M

De största bristerna i vår metod kan vara en felspecificering av regressionsmodellen. Främst med avseende på utelämnade snedvridande variabler. Det är även möjligt att modellen även har felaktig funktionell form eller är skattad med fel metoder. Att skatta modellen på andra sätt skulle dock inte överensstämma med de ekonomiska teorier vi använder oss av.

Om det finns utelämnade variabler som korrelerar med någon av förklaringsvariablerna samtidigt som den även kan tänkas förklara inflationen kan det leda till en snedvriden modell med över- eller underskattade koefficienter. Om så är fallet kan vi inte lita på våra skattade koefficienter. Den främsta risken för utelämnade snedvridande variabler bedömer vi är realränta som både kan tänkas förklara inflationen samt även korrelera med

resursutnyttjandet. I Phillipssambandet och i vår egen modell tar vi ingen direkt hänsyn till graden av expansiv penningpolitik, utan märker enbart av sådana effekter genom

valutaförändringens påverkan på importen och en långsamt sjunkande arbetslöshet som följd av det expansiva läget. Gentle, Paudel och Upadhyaya (2005) argumenterar för att realräntor alltid bör inkluderas i modeller som skattar ett Phillipssamband och att det ger en stor

16 tillfredsställande grad av importprisindex genom ränteparitetsvillkoret och

växelkursförändringar.

Till sist kan även korttidsarbetslöshet vara en utelämnad variabel. I en artikel från Gordon (2013) så visas ett amerikanskt samband i att korttidsarbetslöshet upp till 26 veckor har en betydligt högre förklaringsgrad för inflationen än den totala arbetslösheten. Anledningen till detta antas vara att de korttidsarbetslösa är de som primärt påverkar arbetsmarknadens lönesättning, då de är de enda faktiska konkurrenterna till de sysselsatta. Långtidsarbetslösa antas ha förlorat sina färdigheter och vara så pass oattraktiva på arbetsmarknaden att de tappar relevans för lönesättningen och därmed inflationstrycket. På svensk arbetsmarknad förs ingen statistik över korttidsarbetslöshet som följer vår tidshorisont, vi kan därför inte inkludera korttidsarbetslösheten i vår modell.

Det är även möjligt att vi valt fel förväntningsmått. De fynd som Coibion och Gorodnichenko (2013) gör om hushållens förväntningar som mest träffsäker indikator på global nivå är inte självklart korrekta på specifik nationell nivå. Det är möjligt att företagen, penningmarknadens aktörer, inköpschefer eller en mix av alla fyra är en bättre kombination för just Sverige. Här valde vi att prioritera användningen av månadsdata och fler observationer över andra förväntningsmått som endast mäts kvartalsvis. Den tolkning vi gör utifrån artikeln av

Andersson et al. (2015) kring tidsförskjutning av inflationsförväntningarna kan även tyda på att hushållens förväntningar är adaptiva. Vi utgår dock från vårt scenario om direkt effekt av förväntningar.

17

4 RESULTAT OCH ANALYS

Alla dataserier utom KPI får en Phillips-Perron teststatistiska som visar att vi på fem procent signifikansnivå kan förkasta nollhypotesen att dataserien har en enhetsrot. I fallet med KPI är p-värdet väldigt nära fem procent, detta kombinerat med att dataserien vänder uppåt igen efter 2015 indikerar att serien är stationär. Därför bedömer vi dataserien som godtagbar att använda i vår modell. Vi finner stöd i det resonemanget ur en artikel av Wassterstein och Lazar (2016). I och med att samtliga dataserier till synes saknar enhetsrötter kan vi skatta våra modeller utan att modifiera någon data. Testen redovisas i appendix.

I Tabell 2 redovisas de skattade regressionsmodellerna. Indikatorvariabel 1 indikerar perioden mellan tidpunkten för Lehman Brothers konkursansökan i september 2008 fram till den senaste observationen. Indikatorvariabel 2 indikerar perioden från och med januari 2012 fram till den senaste observationen. Observera att inflation, importprisindex och förväntad inflation mäts i procentuell ändringstakt samt att arbetslöshetsgapet mäts i procentenheters skillnad mellan den faktiska arbetslösheten och jämviktsarbetslösheten. Vid tolkning av

koefficienterna anges därmed påverkan på inflationen i samtliga fall i procentenheter och resultaten ska således tolkas som absoluta delar av inflationen och inte som elasticiteter.

Tabell 2: Resultat av de skattade modellerna.

Variabel Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4

Importprisinflation 0,107*** (0,031) 0,046** (0,018) 0,052** (0,025) 0,085** (0,028) Förväntad inflation - 1,107*** (0,151) 1,638*** (0,166) 1,679*** (0,199) Arbetslöshetsgap - -0,383*** (0,065) -0,314*** (0,107) -0,418*** (0,067) Importprisinflation × Indikatorvariabel 1 - - 0,005 (0,035) -

Förväntad inflation × Indikatorvariabel 1 - - -0,682***

(0,246) - Arbetslöshetsgap × Indikatorvariabel 1 - - 0,038 (0,135) - Importprisinflation × Indikatorvariabel 2 - - - -0,028 (0,033)

Förväntad inflation × Indikatorvariabel 2 - - - -1,051***

(0,216)

Arbetslöshetsgap × Indikatorvariabel 2 - - - 0,128

(0,111)

Justerad R2 0,158 0,676 0,696 0,749

Antal observationer 207 207 207 207

Intercept redovisas inte i tabellen. HAC standardfel inom parentes. *Signifikant på 10% nivå. **Signifikant på 5% nivå. ***Signifikant på 1% nivå

18 Vi börjar med att skatta modell 1 som endast inkluderar importprisinflation som förklarande variabel. Koefficienten för importpris är signifikant på 1 procents nivå och förklaringsgraden för hela modellen är 15,8 procent. Koefficienten tyder på att 1 procentenhets ökning av importprisinflationen leder till en 0,107 procentenheters ökning av inflationstakten. Den låga förklaringsgraden och vår teori antyder dock att fler variabler behövs för att förklara

inflationsutvecklingen. Koefficienten riskerar därmed att vara snedvriden på grund av utelämnade variabler.

Därför skattar vi i stället modell 2 utifrån vår tidigare specificerade Ekvation (3) som även inkorporerar förväntad inflation och arbetslöshetsgap. Samtliga förklaringsvariabler i modell 2 är signifikanta på en eller fem procents nivå.

Figur 5: Predicerade och faktiska värden på inflationstakten, modell 2. 2001–2019. Källa: Egna beräkningar och SCB.

I modell 2 ger 1 procentenhets ökning av importprisinflationen en 0,046 procentenheter högre inflationstakt. Detta är lägre än i modell 1. Vi kan dock anta att koefficienten i modell 1 är snedvriden och att effekten av ändrade importpriser är mindre i en bättre modell.

Koefficienten för importprisinflation fortfarande signifikant och vi kan därför säga att

importpriserna har en roll i att förklara inflationstakten under vår undersökningsperiod. Detta är i linje med tidigare studier, bland annat av Chang et al. (2016) och Riksbanken (2018:2) som båda förklarar att importpriserna är viktiga för inflationen i små öppna ekonomier som Sverige. Analysen av Assarsson (2007) om att importerade varor prissätts nära de svenska på grund av villkoren på den svenska marknaden i termer om höga frakt och

distributionskostnader blir i våra resultat ifrågasatt då importpriserna trots allt får en signifikant positiv effekt på det breda konsumentprisindexet. Förväntad inflation spelar en

-2,00% -1,00% 0,00% 1,00% 2,00% 3,00% 4,00% 5,00% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 2005M 12 2006M 12 2007M 12 2008M 12 2009M 12 20 10 M 12 2011M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12 Inflationstakt Modell 2

19 stor roll i att förklara inflationen, 1 procentenhets ökning i förväntad inflation leder till 1,107 procentenheters ökning av inflationstakten. Vad gäller arbetslöshetsgapet ger 1 procentenhet större arbetslöshetsgap en minskad inflationstakt med 0,383 procentenheter. Modellens förklaringsgrad är 67,6 procent. I

redovisas modellens predicerade värden jämfört med inflationens faktiska utveckling. Av figuren framgår att modellen har svårt att fånga upp de stora svängningarna under och efter den globala finanskrisen.

För att undersöka om inflationsdynamiken ändras i och med den globala finanskrisen till följd av bland annat ökad protektionism eller ändrade handelsmönster skattas modell 3 som

introducerar en indikatorvariabel för perioden från september 2008, tidpunkten för Lehman Brothers konkursansökan, och framåt.

Figur 6: Predicerade och faktiska värden på inflationstakten, modell 3. 2001–2019. Källa: Egna beräkningar och SCB.

Interaktionstermen med förväntad inflation är signifikant på 1 procents nivå och visar att efter krisen är den förväntade inflationens effekt på inflationstakten 0,682 procentenheter lägre än innan krisen. Innan krisen leder 1 procentenhets ökning av den förväntade inflationen till att inflationstakten ökar med 1,638 procentenheter medan det efter krisen leder till en ökning av inflationstakten med 0,956 procentenheter. Interaktionstermen för importprisinflationen är inte signifikant ens på tio procents nivå och därmed kan vi inte säga att importprisernas effekt på inflationen skiljer sig under perioden efter Lehman Brothers konkurs. Importpriserna har dock en något större effekt på inflationen i modell 3, 1 procentenhets ökning av

importprisinflationen leder till att inflationstakten ökar med 0,052 procentenheter. Samtidigt har arbetslöshetsgapet en något mindre effekt, en procentenhets ökning av arbetslöshetsgapet

-2,00% -1,00% 0,00% 1,00% 2,00% 3,00% 4,00% 5,00% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 2005M 12 2006M 12 2007M 12 2008M 12 2009M 12 2010M 12 2011M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12 Inflationstakt Modell 3

20 leder till en minskning av inflationstakten med 0,314 procentenheter. Även modell 3 har svårt att fånga upp de volatila svängningarna under och efter finanskrisen, se Fel! Hittar inte r

eferenskälla.. Modellens förklaringsgrad är dock något bättre än modell 2 och landar nu på

69,6 procent.

I modell 4 används en indikatorvariabel för perioden januari 2012 och framåt. Vi väljer att analysera perioden specifikt på grund av Sveriges låga inflation under åren 2012 och framåt samt att tidigare studier funnit att importprisernas påverkan på inflationen kan ha ändrats efter 2012.

Figur 7: Predicerade och faktiska värden på inflationstakten, modell 4. 2001–2019. Källor: Egna beräkningar och SCB.

Likt modell 3 är inte interaktionstermerna för importprisinflation eller arbetslöshetsgap signifikanta och vi kan därmed inte heller säga att importprisets eller arbetslöshetsgapets effekt skiljer sig åt mellan perioderna före och efter januari 2012. Det negativa sambandet mellan importpriser och inflation som uppmätts i Sydkorea efter 2012 av Chang et al. (2016), och som förutspåtts i och med ökande marginalkostnader återfinns inte som nettoeffekt i Sverige enligt vår modell. Förklaringen till detta kan vara att priskänsligheten hos

konsumenter som ger upphov till det negativa sambandet inte uppstår då Sveriges BNP ökar stadigt under perioden. Koefficienten för importpris är till och med något högre i modell 4, 1 procentenhets ökning i importprisinflation leder nu till 0,085 procentenheters ökning i

inflationstakt. För arbetslöshetsgapet gäller att 1 procentenhets ökning leder i modell 4 till att inflationstakten minskar med 0,418 procentenheter. Interaktionstermen för förväntad inflation visar att den förväntade inflationens effekt på inflationstakten är hela 1,051 procentenheter mindre i den senare perioden. Innan 2012 leder 1 procentenhets ökning av den förväntade

-2,00% -1,00% 0,00% 1,00% 2,00% 3,00% 4,00% 5,00% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 2005M 12 2006M 12 2007M 12 2008M 12 2009M 12 2010M 12 2011M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12 Inflationstakt Modell 4

21 inflationen till en 1,679 procentenheters ökning i inflationstakten, i den senare perioden leder i stället 1 procentenhets ökning av förväntad inflation till en 0,628 procentenheters ökning i inflationstakten. Modell 4 har en förklaringsgrad på 74,9 procent vilket är klart bättre än modell 2 och 3. Figur 7 visar att modell 4 fångar de stora svängningarna under och efter finanskrisen bättre än tidigare modeller.

I och med att modell 4 uppvisar högst förklaringsgrad kan vi anta att det är den bäst

specificerade modellen, därför kommer vi fortsättningsvis främst analysera koefficienterna i modell 4. Det bör dock understrykas att storleken dessa koefficienter inte är säkra, utan enbart vårt bästa estimat. Som framgår i Tabell 2 varierar storleken på koefficienten något i och med introduktionen av respektive indikatorvariabel.

Sambandet mellan importpriserna och inflationen är positivt under vår mätperiod och visar specifikt att en procentenhets förändring av importpriserna ger 0,085 procentenheters förändring i inflationen, allt annat lika. För att illustrera: om importprisinflationen ökar med en procentenhet, så ökar inflationstakten från ett neutralt 2 procent till 2,085 procent och vice versa vid en sänkning. Detta kan ses i kontrast mot hur långt inflationen är från sina

förväntningar. Om inflationstakten ett enskilt år är en procent med förväntningar på två procent samtidigt som importpriserna faller med tolv procent så förklarar importpriserna enligt vår modell hela differensen mellan förväntad och faktisk inflation. Därmed kan importpriserna ge upphov till stora effekter; exempelvis den arbetslöshet som Svensson (2014) menar kommer till följd av en inflationstakt under förväntningarna. Den

genomsnittliga importprisförändringen under vår undersökta period är 1,81 procent, vi vet då att inflationen mellan 2001 och 2019 är 0,15 procentenheter högre än om importpriserna varit konstanta.

Som framgår av modell 3 och 4, i och med att interaktionstermen för importprisinflation inte kan antas vara skild från noll, kan vi inte säga att inflationens känslighet för importprisernas ändringar skiljer sig åt mellan de undersökta tidsperioderna, importprisets skilda effekter på inflationen beror i stället endast på magnituden av importprisändringarna. Effekten för en viss tidpunkt kan estimeras utifrån koefficienten för importprisinflation, detta visar vi i Figur 8 som illustrerar importprisinflationens bidrag i procentenheter till den totala inflationen vid olika tidpunkter. Under perioden 2009 till 2012 bidrar importpriserna i låg grad till

inflationen. Detta kan härledas till Armelius et al. (2014) fynd om ökad protektionism och minskad handelskvantitet under finanskrisen och de direkt följande åren, något som kan antas pressa världsmarknadspriserna nedåt då tullar inte inkluderas i importprisindex. Som motsats

22 står importprisförändringen under perioden 2017 till 2018 för en tredjedel av den totala

inflationen. Detta innebär att utan de ökande importpriserna under de senaste två åren så skulle inflationen fortfarande ligga under Riksbankens tvåprocentsmål. Det är dessutom intressant att titta på importprisernas roll under perioden 2012 till 2015 då Sveriges

inflationstakt ligger runt noll procent. Importpriserna bidrar under denna period negativt till inflationen, i genomsnitt 0,14 procentenheter. Vi kan konstatera att Andersson et al. (2015) delvis har rätt i att importpriserna har en viktig del i att förklara den låga inflationen under tillväxtfasen efter finanskrisen, inflationen skulle dock även utan importprisernas dämpande effekt ligga under Riksbankens mål under perioden; fler faktorer än importpriserna spelar in för att hålla inflationen låg.

Figur 8: Importprisets estimerade bidrag till inflationstakten, procentenheter, 2001–2019. Källa: Egna beräkningar

-1,00% -0,50% 0,00% 0,50% 1,00% 1,50% 2001M 12 2002M 12 2003M 12 2004M 12 2005M 12 2006M 12 2007M 12 2008M 12 2009M 12 2010M 12 20 11 M 12 2012M 12 2013M 12 2014M 12 2015M 12 2016M 12 2017M 12 2018M 12

23

5 SLUTSATS

Vi kommer fram till att importpriserna har en effekt på inflationen. Detta är i linje med tidigare forskning som visar att Phillips-sambandet kan förbättras genom att inkorporera importpriser. Vidare finner vi att importpriserna har ett positivt samband med inflationen, vilket innebär att fluktuationer i importpriser får direkt genomslag i konsumentpriser utan att påverka de svenska distributörernas försäljning i större utsträckning. Storleksmässigt bidrar importpriserna till inflationen med 0,085 procentenheter för varje procentenhets förändring av importpriserna under hela vår studerade period. I genomsnitt består inflationen till 0,15 procentenheter av importprisinflation under vår undersökta period.

Trots tidigare studier som visar på en förändrad effekt av importpriserna så finner vi ingen statistiskt signifikant förändring av effekten i samband med, eller efter, finanskrisen. Importprisets påverkan på inflationen under olika tidsperioder beror i stället endast på

magnituden av importprisändringarna. Den förväntade förändringen av inflationsdynamiken i och med ändrade importmönster och effektivare produktion gick inte att uppmäta i våra resultat. Den höga volatiliteten hos importpriserna trycker omväxlande inflationen uppåt eller nedåt under vår mätperiod och bidrar därför tidvis starkt till inflationsutvecklingen. Under perioden med låg inflation mellan 2012 och 2016 trycker importpriserna den inhemska

inflationen nedåt, medan de mellan 2017 och 2019 står för en tredjedel av inflationstakten och är essentiella till att Riksbanken uppnår sitt mål om 2 procent inflation i årstakt.

För att analysera omvärldens påverkan på den svenska inflationen är importprisindex en viktig faktor och ytterligare forskning för att avgöra vad som har störst effekt på

importprisindex kan därmed hjälpa till att förutse inflationsförändringar som beror på yttre faktorer. Valutapriser kan exempelvis till stor del antas förklara fluktuationer i importpriserna, det vore därför intressant att undersöka storleken på effekterna av valutafluktuationer och realräntan kontra teknikutveckling, ändrade importmönster och ökad effektivitet i

produktionsled hos Sveriges importpartners på importpriserna. Även genomslagskraften från importpriserna i producentled till konsumentled bör vara en viktig faktor för importprisernas påverkan på den inhemska inflationen. Vi finner även en stor förändring i effekten av

förväntad inflation, variabeln får en betydligt lägre effekt på inflationen efter finanskrisen. Detta kan tyda på ett lägre förtroende för Riksbanken, ett sådant skifte i inflationsdynamik är ett viktigt ämne att utforska ytterligare.

24

6 REFERENSLISTA:

Andersson Björn, Corbo Vesna och Löf Mårten (2015) “Varför har inflationen varit så låg?” Penning- och valutapolitik, Riksbanken

http://archive.riksbank.se/Documents/Rapporter/POV/2015/2015_3/rap_pov_151120_sve.pdf

Andersson Björn (2016) “En analys av drivkrafterna bakom inflationens utveckling 1995– 2015” Penning- och valutapolitik, Riksbanken

http://archive.riksbank.se/Documents/Rapporter/POV/2016/2016_1/rap_pov_160317_sve.pdf Andersson Fredrik och Jonung Lars (2014) ”Svenssons kritik av inflationsmålspolitiken” Nationalekonomiska föreningen

https://www.nationalekonomi.se/sites/default/files/NEFfiler/42-5-fngalj.pdf

Armelius Hanna, Belfrage Carl-Johan och Stenbacka Hanna (2014) “Mysteriet med världshandelns svaga tillväxt efter den globala finanskrisen” Penning- och valutapolitik, Riksbanken

http://archive.riksbank.se/Documents/Rapporter/POV/2014/2014_3/rap_pov_artikel_1_14112 1_sve.pdf

Assarsson Bengt (2007) “Riksbankens prognoser för importpriser och inflation” Riksbanken http://archive.riksbank.se/Upload/Dokument_riksbank/Kat_publicerat/PoV_sve/sv/assarsson2 007_3sv.pdf

Auer Raphael, Fischer Andreas och Kropf Andreas (2012) “The arrival of cheap goods: measuring the impact of Chinese import competition on Nordic prices” Penning- och valutapolitik, Riksbanken

http://archive.riksbank.se/Documents/Rapporter/POV/2012/rap_pov_120607_sve.pdf Balakrishnan Ravi och Lopez-Salido David (2002) DOI: 10.2139/ssrn.340544

Baumann Ursel och Peacock Christ (2008) “Globalisation, import prices and inflation dynamics” Bank of England DOI:

https://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1319284"10.2139/ssrn.1319284

Chang Min, Choi Changho och Park Keunhyeong (2016) “Inflation dynamics in the post-crisis period: Korea’s experience” Bank for International Settlements

25 Coibion Olivier och Gorodnichenko Yuiry (2013) “Is The Phillips Curve Alive and Well After All? Inflation Expectations and the Missing Disinflation” National Buereau of Economic Research. DOI: 10.3386/w19598

Styrräntor i världen, Finansportalen (hämtad 2019-05-06) https://www.finansportalen.se/styrrantor/

Friedman Milton (1968) “The role of monetary policy” American Economic Review https://www.jstor.org/stable/1831652

Friedrich Christian (2014) “Global Inflation Dynamics in the Post-Crisis Period: What Explains the Twin Puzzle?” Bank of Canada.

https://www.bankofcanada.ca/wp-content/uploads/2014/08/wp2014-36.pdf

Gentle Paul, Paudel Krishna och Upadhyaya Kamal (2005) “Real wages, real interest rates, and the Phillips curve” Applied Economics. DOI: 10.1080/00036840412331315024

Gordon Robert (2013) “The Phillips Curve is Alive and Well: Inflation and the NAIRU During the Slow Recovery” National Bureau of Economic Research. DOI: 10.3386/w19390 International Monetary Fund (2013) “Hopes, Realities, and Risks” World Economic Outlook https://www.imf.org/external/pubs/ft/weo/2013/01/

Kim Tae-Hwan, Leyborne Stephen, Newbold Paul (2002) “Unit root tests with a break in innovation variance” Journal of Econometrics. DOI: 10.1016/S0304-4076(02)00118-5 Konjunkturinstitutet: Hushållens föväntade inflation (hämtad 2019-05-02)

http://statistik.konj.se/PXWeb/pxweb/sv/KonjBar/KonjBar__hushall/HushallInfRant.px/?rxid =25e358e3-2ad8-4452-83fb-6da88e2f3ae8

Lagoa Sergio (2014) “Inflation dynamics in open economies: Empirical evidence for G7 countries on the role of import prices and the cost channel” Research in Economics. DOI: 10.1016/j.rie.2013.12.005

Lewis John and Saleheen Jumana (2014) “Tailwinds from the East: how has the rising share of imports from emerging markets affected import prices?” Bank of England. DOI:

26 Newey Whitney och West Kenneth (1987) “A Simple, Positive Semi-Definite,

Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent Covariance Matrix” Econometrica. DOI: 10.2307/1913610

Phelps Edmund (1967) “Phillips Curves, Expectations of Inflation and Optimal Unemployment over Time” Economica. DOI: 10.2307/2552025

Phillips-Perron test, Phillips Peter och Perron Pierre (1988) “Testing for a unit root in time series regression” Biometrika. DOI: 10.1093/biomet/75.2.335

Riksbanken (2018:1) “Fördjupning - Kronans betydelse för inflationen” Redogörelse för penningpolitiken

https://www.riksbank.se/globalassets/media/rapporter/rpp/svenska/2019/kronans-betydelse-for-inflationen-fordjupning-i-redogorelse-for-penningpolitiken-2018.pdf

Riksbanken (2018:2) “Fördjupning - Phillipskurvan och penningpolitiken” Penningpolitisk rapport

https://www.riksbank.se/globalassets/media/rapporter/ppr/fordjupningar/svenska/2018/phillip skurvan-och-penningpolitiken-fordjupning-i-penningpolitisk-rapport-juli-2018.pdf

Riksbanken “KPIF målvariabel för penningpolitiken” (hämtat 2019-04-23)

https://www.riksbank.se/sv/om-riksbanken/historia/2000-2018/kpif-malvariabel-for-penningpolitiken/

SCB Importländer, 30 största https://www.scb.se/hitta-statistik/statistik-efter-amne/handel- med-varor-och-tjanster/utrikeshandel/utrikeshandel-med-varor/pong/tabell-och-diagram/import-fran-vara-30-storsta-handelspartner/ SCB Importprisindex http://www.statistikdatabasen.scb.se/pxweb/sv/ssd/START__PR__PR0301__PR0301J/IMPI M15/table/tableViewLayout1/?rxid=f48940f7-7258-41cc-8b74-7ca3aa82f180 SCB Konsumentprisindex https://www.scb.se/hitta-statistik/statistik-efter-amne/priser-och-konsumtion/konsumentprisindex/konsumentprisindex-kpi/ SCB Varuimport från Kina http://www.statistikdatabasen.scb.se/pxweb/sv/ssd/START__HA__HA0201__HA0201A/OIm pExpLandTotMan/table/tableViewLayout1/?rxid=12

27 Skarica Bruna och Nobile Nicola (2016) “European central bank: Revisiting the Eurozone Phillips curve” Oxford Economics DOI: 10.1111/1468-0319.12198

Svensson Lars E.O. (2014) “The Possible Unemployment Cost of Average Inflation below a Credible Target” American Economic Journal: Macroeconomics DOI: 10.3386/w19442 Wasserstein Ronald & Lazar Nicole (2016) “The ASA's Statement on p-Values: Context, Process, and Purpose” American Statistician Association. DOI:

10.1080/00031305.2016.1154108

World Bank: “Goods export (China)” (hämtad 2019-04-27)

https://data.worldbank.org/indicator/BX.GSR.MRCH.CD?end=2017&locations=CN-1W&start=2001&view=chart

28

7 APPENDIX

För samtliga variabler gäller vid vårt Phillips-Perron test följande kritiska värden: - Kritiskt värde på 10 % signifikansnivå: -2,574

- Kritiskt värde på 5 % signifkansnivå: -2,875

- Kritiskt värde på 1 % signifikansnivå: -3,462

Tabell 3: Phillips-Perron test.

Variabel Teststatistika Signifikansnivå

KPI -2,873* 0,050

Importprisindex -3,031** 0,034

Förväntad inflation -3,106** 0,027 Arbetslöshetsgap -4,928*** 0,000

*Signifikant på 10% nivå. *Signifikant på 5% nivå. ***Signifikant på 1% nivå

Tabell 4: Fullständiga resultat av skattade regressionsmodeller.

Variabel Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4

Intercept 0,011*** (0,02) 0,008*** (0,003) -0,020*** (0,003) -0,022*** (0,005) Importprisinflation 0,107*** (0,031) 0,046** (0,018) 0,052** (0,025) 0,085** (0,028) Förväntad inflation - 1,107*** (0,151) 1,638*** (0,166) 1,679*** (0,199) Arbetslöshetsgap - -0,383*** (0,065) -0,314*** (0,107) -0,418*** (0,067) Indikatorvariabel1 - - 0,015*** (0,005) - Importprisinflation × Indikatorvariabel 1 - - 0,005 (0,035) -

Förväntad inflation × Indikatorvariabel 1 - - -0,682***

(0,246) - Arbetslöshetsgap × Indikatorvariabel 1 - - 0,038 (0,135) - Indikatorvariabel 2 - - - 0,021*** (0,005) Importprisinflation × Indikatorvariabel 2 - - - -0,028 (0,033)

Förväntad inflation × Indikatorvariabel 2 - - - -1,051***

(0,216)

Arbetslöshetsgap × Indikatorvariabel 2 - - - 0,128

(0,111)

Justerad R2 0,158 0,676 0,696 0,749

Antal observationer 207 207 207 207