Vad bestämmer den reala jämviktsväxelkursen?

(1)

Emelie Wallin Vårterminen 2019 Master uppsats 1, 15 ECTS Nationalekonomi

Vad bestämmer den reala

jämviktsväxelkursen?

En kointegrationsanalys av den reala växelkursen mellan

kronan och euron och dess bestämningsfaktorer

(2)

Abstract

Den traditionella utgångspunkten i analyser och beräkningar av den reala jämviktsväxelkursen mellan olika valutor är att den följer teorin om köpkraftsparitet. Studier har dock visat att teorin om köpkraftsparitet inte håller och att den reala jämviktsväxelkursen istället bestäms av olika bestämningsfaktorer. Denna upptäckt har lett till att alternativa tillvägagångssätt tagits fram för att analysera och beräkna den reala jämviktsväxelkursen vilka bygger på ett långsiktigt samband mellan den reala växelkursen och dessa bestämningsfaktorer. Syftet med denna uppsats är att utifrån detta undersöka vad som bestämmer den reala jämviktsväxelkursen mellan den svenska kronan och euron.

(3)

Innehåll

1. Introduktion ... 1

1.1 Svenska kronan och euron ... 2

1.2 Syfte ... 3 2. Teoretiska utgångspunkter ... 4 2.1 Bakgrund ... 4 2.2 Köpkraftsparitet ... 5 2.3 BEER-metoden ... 7 2.4 Tidigare studier ... 7 2.5 Bestämningsfaktorer ... 10 2.5.1 Realräntan ... 10 2.5.2 Ballassa-Samuelsson hypotesen ... 10 2.5.3 Öppenhet ... 12 2.5.4 Nettoutlandsställning ... 13 2.5.5 Rikedom ... 14 3. Data ... 15

4. Empirisk modell och metod ... 18

4.1 Johansens kointegrationstest ... 19

5. Resultat ... 22

6. Slutsatser ... 27

7. Referenser ... 29

(4)

1

1. Introduktion

Den internationella handel som pågår mellan olika länder innebär, utöver en förflyttning av varor och tjänster över nationsgränserna, även ett utbyte av olika valutor. Detta utbyte ger i sin tur upphov till en valutamarknad formad av efterfrågan, utbud och priser på dessa valutor, det vill säga växelkurser. En växelkurs är således ett pris på en valuta uttryckt i en annan valuta. Den så kallade jämviktsväxelkursen utgörs av den växelkurs där efterfrågan och utbudet av en valuta är lika stora (Gustafson, 2000, 23). Växelkursen, och framför allt den reala växelkursen, är ett viktigt mått som speglar länders konkurrenskraft och valutors köpkraft gentemot varandra (Lagerwall och Nessén, 2009). Syftet med denna uppsats är att studera vad som bestämmer den långsiktiga reala jämviktsväxelkursen mellan den svenska kronan och euron.

Intresset för att beräkna den reala jämviktsväxelkursen ligger i möjligheten att därav kunna avgöra om en valuta är över- eller undervärderad jämförd med sin långsiktiga reala värdering till följd av fluktuationer ifrån denna jämvikt (Alexius och Lindberg, 1996). Den svenska kronan har sedan 1992 haft en rörlig växelkurs, det vill säga att den inte är knuten till någon annan valuta (Lagerwall och Nessén, 2009). Inom ett år efter att kronan släppts fri hade den deprecierat med ungefär 30 procent i nominella effektiva multilaterala termer, det vill säga mätt mot ett vägt valutaindex bestående av ett antal länder, och har sedan dess ofta betraktats som undervärderad (Nilsson, 2004). Den svenska reala växelkursen har även den visat på perioder av förstärkningar och försvagningar men sett som helhet har den försvagats med över 50 procent mellan åren 1970 och 2009 (Lagerwall och Nessén, 2009).

(5)

2

producerar varor som är föremål för utrikeshandel och de sektorer som producerar varor som ej är föremål för utrikeshandel (Alexius och Nilsson, 2000, Bergvall, 2004 och Nilsson, 2004).

Tidigare studier har försökt att förklara samt beräkna jämvikten för den reala effektiva växelkursen för den svenska kronan gentemot olika valutaindex (Bergvall, 2004 och Nilsson, 2004). Detta mäter Sveriges konkurrenskraft gentemot resten av världen genom att det framställda valutaindexet väger samman olika bilaterala växelkurser till en genomsnittlig, effektiv växelkurs (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007, Alsterlind, 2006). Denna studie kommer däremot att undersöka den reala bilaterala jämviktsväxelkursen för den svenska kronan gentemot euron. Detta till följd av de många interaktionerna de valutorna emellan, för vilka några av dessa interaktioner är beskrivna här nedan.

1.1 Svenska kronan och euron

Sverige har sedan 1 januari 1995 ingått i den europeiska samarbetsorganisationen EU, ett medlemskap som innebär att många beslut i olika frågor fattas gemensamt av medlemsländerna istället för enskilt i varje land. Av de 28 medlemsländerna har 19 länder dessutom valt att införa den gemensamma valutan euron och därmed lämnat över sin penningpolitik till den Europeiska centralbanken ECB (Sveriges Riksdag, 2019). Efter en folkomröstning 2003 valde Sverige däremot att inte delta i denna valutaunion och införa euron utan att behålla den svenska kronan som valuta (Europeiska kommissionen, 2019). Utöver EU-samarbetet har Sverige och euroländerna även viktiga relationer inom bland annat den internationella handeln och turism. Sverige är ett land beroende av handel med andra länder och bland de handelspartners som Sverige importerar ifrån står länder i Europa för nästan 84 procent av all denna import, där euroländerna Tyskland och Nederländerna utgör de största parterna (SCB, 2019). De största exportmarknaderna för Sverige var under 2018 Tyskland, Norge och Finland och under samma år ökade den svenska exporten till euroländerna med 12 procent medan importen därifrån ökade med 10 procent (SCB, 2019). Europa toppar även listan när det gäller svenskarnas val av semesterresmål där 76% av alla semesterresor under 2017 gick till ett europeiskt land där euroländerna Spanien och Tyskland var de mest populära (Andersson, 2018).

(6)

3

valutornas köpkraft gentemot varandra. En stark real växelkurs för kronan innebär en högre köpkraft i euroområdet samtidigt som den svenska konkurrenskraften blir svagare vilket märks i en lägre svensk export. En svag real växelkurs för kronan betyder däremot en starkare svensk konkurrenskraft medan kronans köpkraft i euroområdet blir lägre vilket märks när svenskarna åker på semester till ett euroland och deras svenska kronor inte är värda så mycket (Lagerwall och Nessén, 2009).

1.2 Syfte

(7)

4

2. Teoretiska utgångspunkter

2.1 Bakgrund

Den handel som sker inom ett land mellan olika parter sker i princip endast i landets egna valuta. När handeln öppnas upp för externa parter måste en exportör av varor till utlandet således se till att denna får betalt i sitt lands valuta eller i en valuta som enkelt kan växlas till denna. En importör av varor från utlandet måste följaktligen se till att denne skaffar sig den utländska valutan för att kunna betala för sina importerade varor. Denna internationella handel där olika parter efterfrågar och bjuder ut varor och tjänster över landsgränserna innebär således en parallell handel av ländernas olika valutor på en valutamarknad. Valutamarknaden formas i sin tur av olika parters efterfrågan och utbud av dessa valutor samt deras priser (Gustafson, 2000, 19). Vid givna preferenser, inkomster, priser på konkurrerande varor i det egna landet samt i övriga exporterande länder beror den efterfrågade mängden varor från ett visst land på hur mycket dessa varor kostar i det importerande landets valuta. Detta pris, uttryckt i det importerande landets valuta, består således av två komponenter. Dels beror det på vad dessa varor kostar i exportlandet, det vill säga priset uttryckt i exportlandets valuta, och dels beror det på priset på det exporterande landets valuta som det importerande landet måste betala för att kunna skaffa sig denna valuta innan det kan betala för sin import (Gustafson, 2000, 20). Om prisnivån i det exporterande landet hålls konstant, beror varornas pris i det importerande landet således endast på priset för det exporterande landets valuta, det vill säga växelkursen. Förutsatt att varornas pris i det importerande landet endast beror på växelkursen, kommer den efterfrågade mängden av det exporterande landets valuta vara proportionell mot den efterfrågade mängden av dess exportvaror (Gustafson, 2000, 20). Eftersom det importerande landet måste betala för det exporterande landets valuta med sin egen valuta, kommer efterfrågan på det exporterande landets valuta att motsvaras av ett utbud av det importerande landets valuta. Ju billigare valutan hos det exporterande landet är uttryckt i det importerande landets valuta, desto mer kommer det importerande landet att efterfråga och desto större kommer utbudet av det importerande landets valuta därav att vara (Gustafson, 2000, 21). Det valutapris som leder till att den utbjudna och den efterfrågade mängden av en viss valuta är lika stora utgör den så kallade jämviktsväxelkursen. Detta under antagandet att valutamarknaden kännetecknas av fullständig konkurrens (Gustafson, 2000, 23).

(8)

5

2.2 Köpkraftsparitet

Den traditionella utgångspunkten i analysen av jämviktsväxelkursen är teorin om köpkraftparitet (Purchasing Power Parity, PPP). Detta begrepp lanserades av den svenske nationalekonomen Gustav Cassel (1921, 1922) och innebär att en enhet valuta ska ha samma köpkraft i olika länder (Lagerwall och Nessén, 2009). Teorin om absolut köpkraftsparitet syftar till den totala prisnivån och att en grupp homogena varor kan förväntas kosta lika mycket i olika länder omräknat till samma valuta (Sveriges Riksbank, 2018). Mekanismen bakom denna teori är således att priset på en vara omräknat till en gemensam valuta ska jämnas ut mellan länder till följd av den fria internationella handeln, detta för att en vara inte ska kunna köpas i ett land där den är billig för att sedan säljas i ett annat land där priset är högre och på så sätt möjliggöra arbitrage (Nilsson, 2004, Lagerwall och Nessén, 2009). Den reala bilaterala växelkursen 𝑄_" mellan två länder bestäms då av priset på en grupp av varor i det egna landet relativt priset på samma grupp av varor i det andra landet omräknat till samma valuta

𝑄_" = ( &'('

(∗ ) (1)

där 𝐸_" är den nominella växelkursen uttryckt som priset för en enhet av det egna landets valuta mätt i det andra landets valuta. 𝑃_" är ett prisindex för prisnivån i det egna landet och 𝑃∗_{är ett}

(9)

6

Teorin om relativ köpkraftsparitet har testats i ett stort antal empiriska studier och resultaten har varit varierande. En grundläggande anledning till att växelkursen inte alltid kan förväntas följa skillnaderna i ländernas inflationstakter är att efterfrågan och/eller utbudet av ett lands valuta på valutamarknaden kan förväntas påverkas av förändringar i den aggregerade efterfrågan och det aggregerade utbudet av varor i landet. Dessa förändringar påverkar dock inte nödvändigtvis prisnivån (Gustafson, 2000, 25). Priserna kan till exempel vara trögrörliga vilket innebär att den nominella växelkursen reagerar mycket snabbare på oförutsedda förändringar i de monetära förhållandena jämfört med vad varupriserna gör på kort sikt. Detta leder därav till tillfälliga fluktuationer hos den reala växelkursen ifrån köpkraftsparitet. Dessa tillfälliga avvikelser avskriver dock inte köpkraftparitet som en teori för jämviktsväxelkursen (Nilsson, 2004).

En svagare tolkning av köpkraftsparitet är således att den reala växelkursen återgår till sitt konstanta jämviktsvärde på lång sikt, men att den kan avvika från detta värde på kort sikt till följd av tillfälliga chocker (Nilsson, 2004). Om den reala växelkursen återgår till ett konstant jämviktsvärde har testats genom olika enhetsrotstest, bland annat olika versioner av Dickey-Fuller test (Cheung och Lai, 1994). En del senare studier har kunnat bekräfta att den reala växelkurser återgår till ett konstant jämviktsvärde på lång sikt men att påverkan av tillfälliga chocker visats vara längre än förväntat. Denna långsamma återgång av den reala växelkursen till sitt konstanta jämviktsvärde är vad som kom att kallas ”PPP pusslet” av Rogoff (1996) vilket ifrågasätter relevansen av köpkraftsparitet. En förklaring till ”PPP pusslet” följer den teori som föreslår att det finns ett antal fundamentala bestämningsfaktorer som styr den reala växelkursen samt dess förändring över tiden (Nilsson, 2004).

(10)

7

2.3 BEER-metoden

Det empiriska stödet för att växelkursen drivs av ett antal bakomliggande bestämningsfaktorer har, tillsammans med det svaga stödet för köpkraftsparitet, bidragit till att alternativa tillvägagångssätt för att analysera och beräkna den reala jämviktsväxelkursen har tagits fram (Nilsson, 2004). En metod som på detta sätt förklarar den reala växelkursens faktiska beteende utifrån relevanta ekonomiska variabler är den så kallade Behavioral Equilibrium Exchange Rate metoden av Clark och MacDonald (1999, 2000) även kallad BEER-metoden. Denna metod utgår ifrån villkoret om ränteparitet och visar på att den reala växelkursen 𝑞_/ kan förklaras av den förväntade framtida reala växelkursen 𝐸_/ 𝑞_/01 , skillnaden mellan den inhemska och utländska realräntan 𝑟_/− 𝑟_/∗ _{samt en riskpremie 𝑐}

𝑞_/= 𝐸_/ 𝑞_/01 − 𝑟_/− 𝑟_/∗ _{+ 𝑐 (2)}

där den icke observerbara förväntade framtida reala växelkursen antas bestämmas av de långsiktiga bestämningsfaktorerna (Nilsson, 2004). Skillnaden i realräntan antas inte ingå i något långsiktigt samband med den reala växelkursen eller de övriga förklaringsvariablerna enligt denna metod, utan snarare vara en stationär variabel som förklarar cykliska variationer i den reala växelkursen. En ökning i skillnaden mellan den inhemska och utländska realräntan kommer enligt denna metod att leda till en appreciering av den reala växelkursen (Nilsson, 2004).

2.4 Tidigare studier

(11)

8

kointegrerade vektorer som finns bland dessa (Nilsson, 2004). För en utförligare beskrivning av Johansens kointegrationstest se avsnittet 4.1 i metod.

Fortsättningen av detta avsnitt kommer att ge en kortare beskrivning av några tidigare studier vilka har försökt hitta ett långsiktigt samband mellan olika reala växelkurser och bestämningsfaktorer för att undersöka vad som bestämmer den reala jämviktsväxelkursen.

Kristian Nilsson (2004) undersöker i sin studie om det finns ett långsiktigt samband mellan Sveriges reala effektiva växelkurs mätt gentemot ett växelkursindex bestående av 14 OECD länder och ett antal bestämningsfaktorer. De undersökta bestämningsfaktorerna var det relativa bytesförhållandet mellan Sverige och de 14 OECD länderna, den relativa priskvoten mellan internationellt handelsbara och internationellt icke-handelsbara varor i Sverige relativt till de 14 OECD länderna samt Sveriges nettoutlandsskuld som procent av BNP. I sin beräkning av jämviktsväxelkursen använder sig Nilsson av BEER-metoden och inkluderar därav även skillnaden i realräntan mellan Sverige och de 14 OECD länderna i sin undersökning som en stationär variabel. Den reala effektiva växelkursen samt måtten för samtliga variabler för de 14 OECD länderna består av vägda index enligt viktsystemet Total Competitiveness Weights (TWC) vilket beräknats av den Internationella valutafonden. Detta är ett geometriskt index där vikterna bygger på genomsnittliga aggregerade flöden av bearbetade varor för 21 länder och tar hänsyn till såväl import-, export- och ”tredje lands”-effekter (Sveriges Riksbank). Nilssons studie bygger på kvartalsdata för tidsperioden mellan kvartal ett år 1982 och kvartal fyra år 2000. Genom Johansens kointegrationstest kunde studien finna ett långsiktigt samband mellan Sveriges reala effektiva växelkurs gentemot de 14 OECD länderna och de undersökta bestämningsfaktorerna.

(12)

9

studien finna ett långsiktigt samband mellan samtliga länders reala effektiva växelkurs och de undersökta bestämningsfaktorerna.

Annika Alexius och Jonny Nilsson (2000) undersöker i sin studie den reala växelkursen för 15 OECD länder, däribland Sverige, och om dessa har ett långsiktigt samband med bytesförhållandet samt relativa produktivitetsskillnader i internationellt handelsbara varor och internationellt icke-handelsbara varor. De effektiva reala växelkurserna är konstruerade enligt Internationella valutafondens viktsystem MERM. Studien bygger på kvartalsdata för tidsperioden mellan kvartal ett år 1960 och kvartal ett år 1996. Genom Johansens kointegrationstest kunde studien finna ett långsiktigt samband mellan de reala effektiva växelkurserna och de undersökta bestämningsfaktorerna för 11 av de 15 länderna, där Sverige var ett av dessa 11 länder.

Bertrand Candelon, Clemens Kool, Katharina Raabe och Tom van Veen (2007) undersöker i sin studie den bilaterala växelkursen för de åtta EU medlemsländerna Tjeckien, Estland, Ungern, Lettland, Litauen, Polen, Slovenien och Slovakien mot euron och om det finns ett långsiktigt samband mellan dessa växelkurser och ländernas relativa grad av öppenhet gentemot euroområdet, dess relativa produktivitetsskillnader i internationellt handelsbara varor och internationellt icke-handelsbara varor samt olika mått på efterfrågetryck i landet relativt till euroområdet. Studien bygger på kvartalsdata för tidsperioden mellan kvartal ett år 1993 och kvartal ett 2003. Resultaten för om det fanns långsiktiga samband från det genomförda paneldata kointegrationstestet DOLS gav dock blandade resultat.

(13)

10

2.5 Bestämningsfaktorer

Detta avsnitt kommer att beskriva de fem bestämningsfaktorer som denna studie valt att undersökta utifrån bakomliggande teori.

2.5.1 Realräntan

De valutaflöden som uppstår mellan länder till följd av handel med varor och tjänster motsvarar realekonomiska transaktioner över nationsgränserna och registreras på ländernas bytesbalans. Dessa är de flöden som styr de mer långsiktiga variationerna i växelkurserna (Gustafson, 2000, 26). Tidvis ännu starkare om än mer kortsiktigt inflytande har däremot de finansiella transaktionerna som registreras på ländernas finansiella balanser. Dessa finansiella flöden styrs i första hand av den förväntade avkastningen på finansiellt kapital, det vill säga räntenivån och förväntade förändringar i värdepapperspriserna samt av förväntade växelkursförändringar (Gustafson, 2000, 26). Vid en räntehöjning i ett land, allt annat lika, kommer ett ökat inflöde av finansiellt kapital till landet att ske av två anledningar. För det första kommer avkastningen på finansiella placeringar i landet att öka relativt till utlandet vilket leder till att landet drar till sig en större del av världens nysparande. Det resulterar i sin tur i en långsiktig effekt så till vida att landet kommer att behålla detta ökade finansiella nettoinflöde så länge den högre räntan kvarstår (Gustafson, 2000, 26). För det andra kommer den ökade avkastningen i landet leda till att vissa internationella förmögenhetsplacerare kommer att fördela om sina portföljer och byta ut en del värdepapper i andra länder mot obligationer i landet med räntehöjningen. Detta finansiella inflöde i form av omfördelningar i värdepapper kommer att ske så länge räntan i landet fortsätter att höjas men kommer att avta om räntan kvarstår på en och samma nivå. Detta leder därav till en tillfällig appreciering av växelkursen till följd av den tillfälliga efterfrågeökning på landets valuta genom omfördelningen i värdepappersportföljerna vilket kommer att ske så länge räntan fortsätter att höjas. Appreciering som följer från effekten av omdirigeringen av världens kontinuerliga nysparande kommer däremot att kvarstå så länge räntan i landet är högre än i utlandet (Gustafson, 2000, 27).

2.5.2 Ballassa-Samuelsson hypotesen

(14)

11

kännetecknas av höga transportkostnader samt att många tjänster inte handlas internationellt. För dessa internationellt icke-handelsbara varor och tjänster, det vill säga de som inte är föremål för utrikeshandel, finns därav inte möjligheten till arbitrage och denna mekanism kommer inte kunna verka för att jämna ut priserna på dessa varor och tjänster mellan olika länder (Nilsson, 2004). En anledning till att den reala jämviktsväxelkursen förändras över tid är följaktligen att den reala växelkursen även omfattar internationellt icke-handelsbara varor och tjänster (Nilsson, 2004). Om modellen för den reala bilaterala växelkursen tillåts innehålla internationellt handelsbara samt internationellt icke-handelsbara varor kommer de två ländernas prisindex i ekvationen

𝑄_" = ( &'('

(∗ ) (3)

att bestå av ett vägt genomsnitt av prisindexen för landets internationellt handelsbara varor och landets internationellt icke-handelsbara varor (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007). Modellen blir på detta sätt en kombination av tre olika faktorer, en extern real växelkurs som beror på den reala växelkursen för de internationellt handelsbara varorna vilken representerar den externa jämvikten, samt en intern real växelkurs för vardera land som beror på prisskillnaden mellan de internationellt handelsbara och de internationellt icke-handelsbara varorna i landet vilken representerar den interna jämvikten. Detta betyder att även om det inte finns några arbitragemöjligheter mellan de internationellt handelsbara varorna, kan den totala reala jämviktsväxelkursen avvika från den nivå där den är lika med ett till följd av att de interna reala växelkurserna är olika för de två länderna på grund av de internationellt icke-handelsbara varorna (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007).

(15)

12

Detta kommer att leda till en snabbare ökning av lönerna inom denna internationellt handelsbara sektor (Nilsson, 2004). Givet att lönerna inom den internationellt handelsbara och den internationellt icke-handelsbara sektorn kommer att jämnas ut till följd av den inhemska arbetskraftmobiliteten, samt att lönesättningen inom den internationellt handelsbara sektorn dominerar lönesättningen inom den internationellt icke-handelsbara sektorn, kommer priserna på de internationellt icke-handelsbara varorna att öka relativt till priserna på de internationellt handelsbara varorna (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007). Denna prisökning följer av att producenterna inom den internationellt icke-handelsbara sektorn inte kommer att kunna möta denna lönehöjning om det inte sker en ökning i relativpriset på de internationellt icke-handelsbara varorna (Bergvall, 2004). Den reala jämviktsväxelkursen kan därav förväntas förändras till följd av skillnader mellan tillväxthastigheten av den totala faktorproduktivitet mellan den internationellt handelsbara och internationellt icke-handelsbara sektorn i landet samt mellan länder (Nilsson, 2004). Från detta följer ett positivt samband mellan den reala jämviktsväxelkursen och produktivitetsskillnaden mellan internationellt handelsbara och internationellt icke-handelsbara varor (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007). En ökad produktivitet inom den internationellt handelsbara sektorn relativt till den internationellt icke-handelsbara sektorn i ett land, ceteris paribus, leder således till en appreciering av den reala växelkursen till följd av den relativa prisökningen av de internationellt icke-handelsbara varorna i landet (Alexius och Nilsson, 2000).

2.5.3 Öppenhet

(16)

13

reala växelkursen och landets relativa grad av öppenhet. I likhet med Candelon, Kool, Raabe och Veen (2007) antas detta i sin tur betyda att den externa reala växelkursen påverkas av bytesbalansen och den relativa graden av öppenhet. På grund av bytesbalansen stationära karaktär kvarstår endast den relativa graden av öppenhet som en långsiktig bestämningsfaktor för den reala jämviktsväxelkursen (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007). Förändringar i landets grad av öppenhet måste således utjämnas genom förändringar av den externa reala växelkursen för att bytesbalansen ska behålla sin hållbara nivå. En ökad grad av öppenhet, exempelvis på grund av en minskning av tariffer, kan komma att öka landets efterfrågan på utländska internationellt handelsbara varor, det vill säga öka dess import, vilket kommer att leda till underskott i bytesbalansen. En depreciering av den reala växelkursen kommer således att vara nödvändig för att bibehålla den hållbara nivån av bytesbalansen. En ökad grad av landets öppenhet kan även få motsatt effekt och leda till ökad export genom en ökning av den utländska efterfrågan på landets internationellt handelsbara varor och därav leda till en appreciering av den reala växelkursen (Candelon, Kool, Raabe och Veen, 2007). Vilken effekt landets grad av öppenhet har på den reala jämviktsväxelkursen beror således på om en förändring i denna bidrar till ökad import eller export.

2.5.4 Nettoutlandsställning

(17)

14

härledning av priset för internationellt icke-handelsbara varor att detta kommer att öka konsumenternas disponibla inkomst. Detta kommer i sin tur öka efterfrågan på internationellt icke-handelsbara varor och på så sätt generera en ökning av relativpriset på dessa och därav en appreciering av växelkursen. Ett land med en stark utlandsställning får på detta sätt en starkare real växelkurs (Lagerwall och Nessén, 2009).

2.5.5 Rikedom

För teorier om trender i den reala jämviktsväxelkursen finns det gemensamma temat att prisnivån är högre och den reala växelkursen där med starkare i rika länder (Lagerwall och Nessén, 2009). Ett mått som ofta används för att mäta ett lands rikedom i form av materiellt välstånd är BNP per capita (Konjunkturinstitutet, 2015). Ett land med högre BNP per capita skulle då antas få en starkare real växelkurs. Denna hypotes följer Balassa-Samuelsson teorin, det vill säga att länder med hög tillväxt genom hög produktivitet får en stärkt real växelkurs, medan det motsatta gäller för länder med låg tillväxt (Lagerwall och Nessén, 2009). Från 1970-talet till mitten av 1990-1970-talet hade Sverige en förhållandevis låg tillväxt mätt i BNP jämfört med andra industrialiserade länder vilket anses som en förklaring bakom den samtida svaga utvecklingen av den reala kronkursen (Lagerwall och Nessén, 2009). Att denna svaga utveckling av kronkursen verkade avta under 1990-talet skulle då kunna förklaras av den ökade tillväxten i Sverige gentemot resten av världen (Lagerwall och Nessén, 2009).

Om ett långsiktigt samband finns mellan den reala växelkursen och dessa bestämningsfaktorer kommer detta ge stöd för användandet av BEER-metoden. Av dessa förklaringsvariabler förväntas en appreciering av den reala växelkursen ske till följd av en hög realränta, en ökad relativt produktivitet i den internationellt handelsbara sektorn gentemot den internationellt icke-handelsbara sektorn, ökade tillgångar i utlandet samt en hög nivå av BNP per capita. Den förväntade effekten av graden av öppenhet är dock tvetydig.

(18)

15

3. Data

I detta avsnitt beskrivs hur de undersökta bestämningsfaktorerna har definierats samt vilken data som har använts. Studien bygger på kvartalsdata på samtliga variabler som sträcker sig från första kvartalet år 1999 till sista kvartalet år 2017. För ytterligare beskrivning av variablerna se tabell 4 i appendix.

Den reala bilaterala växelkursen 𝑄" mellan den svenska kronan och euron definieras i denna

studie som den nominella växelkursen 𝐸_" uttryckt i priset på en euro i svenska kronor, multiplicerat med konsumentprisindexet för euroområdet 𝑃∗_{delat med konsumentprisindexet}

för Sverige 𝑃" (Lagerwall och Nessén, 2009).

𝑄_" = ( &'(∗

(' ) (4)

Kvartalsdata för den nominella växelkursen är hämtad från riksbanken (Sveriges Riksbank). Kvartalsdata för konsumentprisindexen för Sverige samt euroområdet är hämtade från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat) där indexen är beräknade med 2015 som basår, 2015=100. Denna definition av den reala bilaterala växelkursen kommer således innebära att en negativ påverkan av en förklaringsvariabel innebära en förstärkning av den reala växelkursen då priset på en euro i svenska kronor minskar.

Variabeln för realräntan i Sverige samt euroområdet är beräknad genom att den procentuella förändringen av konsumentprisindexet från föregående kvartal dragits bort från den procentuella räntan på statsobligationer som förfaller om tio år. Detta mått på realräntan är i likhet med Nilsson (2004). Kvartalsdata för räntan på dessa statsobligationer är hämtade från den Internationella valutafondens International Financial Statistics (IFS). Den procentuella förändringen i konsumentprisindexen är hämtad från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat). Skillnaden mellan den svenska realräntan och realräntan för euroområdet är framtagen genom att subtrahera realräntan i euroområden från realräntan i Sverige.

(19)

16

och den relativa produktiviteten inom den internationellt handelsbara samt den internationellt icke-handelsbara sektorn (Alexius och Nilsson, 2000). Producentprisindexet antas på detta sätt spegla priserna inom den internationellt handelsbara sektorn medan konsumentprisindexet antas spegla priserna inom de båda sektorerna (Alexius och Nilsson, 2000). Priset på den internationellt handelsbara sektorn relativt den internationellt icke-handelsbara sektorn återspeglar därav produktivitetsskillnaden dem emellan (Nilsson, 2004). Kvartalsdata för det svenska producentprisindexet och konsumentprisindexet samt producentprisindexet och konsumentprisindexet för euroområdet är hämtade från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat) beräknade med 2015 som basår, 2015=100. För att ta fram ett relativt mått på detta mellan Sverige och euroområdet, har kvoten mellan de två prisindexen för Sverige delats med samma kvot för euroområdet.

För att studera sambandet mellan den reala växelkursen och Sveriges internationella betalningar kommer denna studie att undersöka Sveriges nettoutlandsställning. Sveriges nettoutlandsställning utgörs av skillnaden mellan landets tillgångar och skulder mot utlandet (Statistiska centralbyrån, 2009). En ökning av nettoutlandsställningen i form av att den blir mer positiv och mindre negativ, visar på en ökning av landets tillgångar i utlandet alternativt en minskning av landets skulder mot utlandet. Kvartalsdata för Sveriges nettoutlandsställning är hämtat från Internationella valutafonden (International Monetary Fund, IMF) och är uttryckt i miljoner US dollar. För att ta fram Sveriges nettoutlandsställning i miljoner svenska kronor multipliceras denna med den nominella växelkursen, det vill säga priset på en US-dollar i svenska kronor. Denna delas sedan med det svenska konsumentprisindexet för att ta fram nettoutlandsställningen i reala termer. Kvartalsdata för växelkursen mellan svenska kronan och euron samt konsumentprisindexet är hämtade från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat) där konsumentprisindexet är beräknat med 2015 som basår, 2015=100.

(20)

17

och är alla uttryckta i nominella termer i miljoner av den inhemska valutan. Samtliga är därefter delade med konsumentprisindexet i vardera land för att ta fram exporten, importen och BNP i reala termer. Kvartalsdata för konsumentprisindexen är hämtade från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat) där indexet är beräknat med 2015 som basår, 2015=100.

För att mäta hur rikt Sverige är i jämförelse med euroområdet används skillnaden i BNP per capita mellan de två. Detta mått har tagits fram genom att subtrahera euroområdets nivå av BNP per capita från Sveriges nivå av BNP per capita. Kvartalsdata för BNP per capita för de två har hämtats från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat) och är uttryckta i miljoner US-dollar. För att ta fram måtten på BNP per capita i miljoner inhemsk valuta multipliceras denna med respektive nominell växelkurs, det vill säga priset på en US-dollar i svenska kronor respektive euros. För att ta fram BNP per capita i reala termer för Sverige och euroområdet delas måttet på BNP per capita i miljoner inhemsk valuta med respektive konsumentprisindexet. Kvartalsdata för de båda växelkurserna samt de båda konsumentprisindexen är hämtade från Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD.Stat) där konsumentprisindexen är beräknade med 2015 som basår, 2015=100.

(21)

18

4. Empirisk modell och metod

Hur de valda bestämningsfaktorerna förväntas påverka den reala jämviktsväxelkursen utifrån dess bakomliggande teori kan sammanfattas enligt följande

− (−) (+ −) (−) (−) 𝑌 = 𝑓( 𝐵𝑆, 𝑛𝑒𝑡𝑡𝑜𝑢𝑡𝑙𝑎𝑛𝑑𝑠𝑠𝑡ä𝑙𝑙𝑛𝑖𝑛𝑔, ö𝑝𝑝𝑒𝑛ℎ𝑒𝑡, 𝐵𝑁𝑃 𝑝𝑒𝑟 𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎 𝑠𝑘𝑖𝑙𝑙𝑛𝑎𝑑, 𝑟 − 𝑟 ∗ )

där 𝑌 är den reala växelkursen mellan den svenska kronan och euron. 𝐵𝑆 är effekten av Balassa-Samuelson hypotesen, 𝑛𝑒𝑡𝑡𝑜𝑢𝑡𝑙𝑎𝑛𝑑𝑠𝑠𝑡ä𝑙𝑙𝑛𝑖𝑛𝑔 är Sveriges nettoutlandsställning, ö𝑝𝑝𝑒𝑛ℎ𝑒𝑡 är Sveriges grad av öppenhet relativt till euroområdets grad av öppenhet, 𝐵𝑁𝑃 𝑝𝑒𝑟 𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎 𝑠𝑘𝑖𝑙𝑙𝑛𝑎𝑑 är skillnaden i BNP per capita mellan Sveriges och euroområdet och 𝑟 − 𝑟 ∗ är skillnaden i realräntan mellan Sverige och euroområdet. Notera återigen att definitionen av den reala växelkursen innebär att en negativ påverkan av en förklaringsvariabel innebära en förstärkning av den reala växelkursen då priset på en euro i svenska kronor minskar.

Då tidigare studier visat att den reala växelkursen och dess olika ekonomiska bestämningsfaktorer ofta varit icke-stationära och integrerade av ordning ett, det vill säga att den första differensen är stationär, testas detta här genom det justerade Dickey-Fuller testet (ADF test) av Dickey och Fuller (1979). Justerade Dickey-Fuller test testar nollhypotesen om icke-stationäritet mot alternativhypotesen om stationäritet. Nollhypotesen förkastas om det absoluta värdet av teststatistikan är större än de kritiska värdena från Dickey-Fullers t-fördelning samt vid låga p-värden (Nilsson, 2004). Antalet laggar i de justerade Dickey-Fuller testen bestäms utifrån informationskriterierna FPE och HQIC (se tabell 18).

(22)

19

4.1 Johansens kointegrationstest

Johansens kointegrationstest utgår ifrån en vector autoregressive model (VAR) enligt följande

𝑥_/= 𝑘 + U_"VWA_"𝑥_/Q"+ Ψ𝐷_/+ ℇ_/ (5)

där 𝑥_/ är en 𝑛×1 vektor som består av de 𝑛 endogena variablerna, vilka i detta fall består av den reala växelkursen samt de valda bestämningsfaktorerna, 𝑘 är en 𝑛×1 vektor bestående av de 𝑛 intercepten, A_" är en 𝑛×𝑛 matris bestående av de parametrar som ska estimeras, 𝐷_/ är en vektor bestående av deterministiska och exogena variabler med sina motsvarandra parametrar i matrisen Ψ, ℇ_/ är en 𝑛×1 vektor bestående av en Gaussian störningsterm och 𝑝 är antalet laggar i VAR modellen (Nilsson, 2004). Antalet laggar bestäms i denna modell enligt informationskriterierna FPE och HQIC.

Om kointegration existerar mellan variablerna kan istället följande vector error correction model (VECM) användas

∆𝑥_/ = 𝑘 + UQW_"VW Γ_"Δ𝑥_/Q"+ Π𝑥_/QW+ Ψ𝐷_/+ ℇ_/ (6)

där ∆ indikerar på första differensen av de endogena variablerna, Γ" är en 𝑛×𝑛 matris

bestående av parametrar som fångar kortsiktiga effekter och Π är en 𝑛×𝑛 matris bestående av parametrar som fångar långsiktiga effekter (Nilsson, 2004). Antalet laggar bestäms i denna modell utifrån informationskriterierna FPE och HQIC. Johansens kointegrationstest fokuserar således på Π matrisen där antalet kointegrerade vektorer bestäms av denna matris rank 𝑟 (Alexius och Nilsson, 2000, Nilsson, 2004). Om denna matris är av noll rank finns ingen kointegration och därav inget långsiktigt samband mellan variablerna i systemet (Nilsson, 2004).

(23)

20

Teststatistikorna från dessa test jämförs sedan med det kritiska värdet där nollhypotesen förkastas om teststatistikan är större än detta kritiska värde (Bergvall, 2004).

För att bestämma lämpliga deterministiska variabler i denna modellen i form av deterministiska konstanter och trender, det vill säga vad som ska ingå i Ψ𝐷_/, kommer Pantula principen grundad på Sastry G. Pantula (1989) att användas (Irandoust och Ericsson, 2004). Användandet av Pantula principen föreslogs av Johansen (1992) och utgår ifrån den mest begränsade modellen och undersöker antalet kointegrerade vektorer, det vill säga antal ranker 𝑟, för denna modell. Teststatistikorna från trace och max egenvalue testen jämförs med det kritiska värdena och om nollhypotesen att det finns 𝑟 eller färre kointegrerade vektorer accepteras vid 𝑟 = 0 för denna modell, undersöks istället den näst mest begränsade modellen på samma sätt (Gundel 2008). Detta fortsätter till dess att nollhypotesen inte längre kan accepteras vid någon rank för någon av modellerna (Irandoust och Ericsson, 2004). Ordningen av hur modellerna undersöks från mest begränsad till minst begränsad är enligt följande; en modell med begränsad konstant (restricted constant), en modell med trend och till sist en modell med begränsad trend (Gundel 2008).

Om Johansens kointegrationstest visar på att Π matrisen är av reducerad rank, det vill säga 0 < 𝑟 < 𝑛 , indikerar detta att det finns 𝑟 kointegrerade vektorer. Π matrisen som visar långsiktiga effekter kan då skrivas om till Π =αβ′ där β är en 𝑛×𝑛 matris bestående av parametrarna för de kointegrerade vektorerna och β′𝑥/QW är error korrektionstermen. α är en

𝑛×𝑛 matris bestående av anpassningskoefficienter vilka visar på systemets anpassningshastighet till den långsiktiga jämvikten (Nilsson, 2004). För att systemet ska vara stabilt och konvergera till den långsiktiga jämvikten bör de estimerade värdena på anpassningskoefficienterna vara negativa (Mukhtar och Rasheed, 2010). Värdet på parametrarna för de kortsiktiga och långsiktiga effekterna samt anpassningshastigheterna kan därefter estimeras genom vector error correction modellen (VECM).

(24)

21

genom att undersöka skevhet och kurtosis. Nolhypotesen i detta test förkastas vid låga p-värden (Stata).

Notera att inga exogena variabler kommer att ingå i modellen, det vill säga i de vill säga i Ψ𝐷_/. Samtliga test kommer att utföras i programmet Stata.

(25)

22

5. Resultat

Antalet laggar till Dickey-Fuller testen (ADF testen) bestäms till två utifrån informationskriterierna FPE och HQIC (se appendix tabell 18). Det genomförda ADF testet för den reala växelkursen visar att denna är I(1), det vill säga icke-stationär och integrerad av ordning ett. Den första differensen av denna variabel är således stationär. Detta resultat indikerar på att den reala växelkursen innehåller en trend och därav inte uppfyller teorin om köpkraftsparitet som säger att den återvänder till ett konstant jämviktsvärde på långsikt (se appendix tabell 6-7). Det samma gäller för de övriga variablerna som alla visar sig vara icke-stationära och I(1) enligt de ADF test som har gjorts (se appendix tabell 8-17). Att även skillnaden mellan den svenska realräntan och euroområdets realränta visade sig vara I(1) går dock emot argumentet i BEER-metoden där denna skillnad antogs vara stationär och därav inte ingå i ett långsiktigt samband med den reala växelkursen och de övriga variablerna (Nilsson, 2004). Då skillnaden i realräntan mellan Sverige och euroområdet även den visade på icke-stationäritet i denna studie, har den ingått i testen för långsiktiga samband tillsammans med de övriga variablerna.

(26)

23

Tabell 1: Resultat Johansens test Maximum rank Parms Trace statistika 5% kritisktvärde 0 36 102.4911 102.14 1 48 59.2772* 76.07 Maximum rank Parms Max statistika 5% kritisktvärde 0 36 43.2139 40.30 1 48 21.8175* 34.40

Utifrån detta resultat estimeras parametrarna för de kortsiktiga och långsiktiga effekterna samt anpassningshastigheterna i vector error correction modellen (VECM). Modellen innehåller två laggar utifrån informationskriterierna FPE och HQIC (se appendix tabell 18) samt en begränsad konstant enligt Pantula principen. I följande tabell visas enbart de estimera parametrarna för de långsiktiga effekterna, det vill säga parametrarna i β matrisen. Detta då dessa utgör parametrarna i den kointegrerade vektorn och visar på det långsiktiga sambandet mellan den reala växelkursen och bestämningsfaktorerna vilket var vad denna studie hade som syfte att undersöka.

Tabell 2: De estimerade parametrarna för den kointegrerade vektorn från VECM

Variabel Koefficient Std Error Konfidensintervall 95%

realväxelkurs 1 . . . balassasamuelson -22.1192*** 3.573662 -29.12345 -15.11496 nettoutlandsställning -.0001799*** .0000283 -.0002354 -.0001244 öppenhet -7.381943*** .9679916 -9.279172 -5.484715 bnppercapitaskillnad .0005499*** .0001946 .0001685 .0009314 realräntaskillnad -.2381541** .1115952 -.4568766 -.0194315

(27)

24

Resultatet från vector error correction modellen visar att samtliga parametrar för de långsiktiga effekterna är signifikanta på en respektive fem procents signifikansnivå. Johansens normalization restriction har i denna modell normaliserat koefficienten för den reala växelkursen till vara 1. Alla faktorer, förutom skillnaden i BNP per capita mellan Sverige och euroområdet, visar på den förväntade effekten på den reala växelkursen. Med utgångspunkt i jämvikt av modellen, innebär en ökning i produktivitetsskillnaden mellan internationellt handelsbara och internationellt icke-handelsbara varor i Sverige relativt till euroområdet en appreciering av den reala växelkursen för att återställa jämvikten. Detta går därav i linje med Balassa-Samuelson hypotesen. På samma sätt innebär en ökning av Sveriges nettoutlandsställningen en appreciering av den reala växelkursen vilket stämmer överens med att länder med mindre skulder mot utlandet, alternativt större tillgångar i utlandet, har en starkare real växelkurs. En ökning av Sveriges grad av öppenhet relativt till euroområdet visar även den på en appreciering av den reala växelkursen vilket följer teorin om att en ökad grad av öppenhet leder till en ökning av den utländska efterfrågan på landets internationellt handelsbara varor och därav ökad export. En ökning i skillnaden mellan Sveriges BNP per capita och euroområdets BNP per capita visar däremot på en depreciering av den reala växelkursen vilket går emot teorin om att rikare länder har en starkare real växelkurs. En räntehöjning i Sverige relativt euroområdet leder enligt resultaten till en appreciering av den reala växelkursen för att återställa jämvikt vilket går i linje med att en högre ränta ger en ökning i efterfrågan på landets valuta genom omfördelningar i värdepappersportföljerna samt omdirigering av världens kontinuerliga nysparande. För fullständiga resultat av denna modell se appendix tabell 20.

(28)

25

Tabell 3: De estimerade koefficienterna för anpassningshastigheterna från VECM

Alpha Koefficient Std.Err. [95% Conf. Interval] D_realväxelkurs _ce1 L1. .0207056 .0629857 -.1027442 .1441553 D_balassasamuelsn _ce1 L1. -.0019469 .0023578 -.0065681 .0026743 D_öppenhet _ce1 L1. .009624 .0079058 -.0058026 .0251875 D_nettoutlandsstäln _ce1 L1. 2284.625*** 453.9671 1394.866 3174.384 D_bnppercapitaskn _ce1 L1. -56.64392 40.64256 -136.3019 23.01405 D_realräntaskillnad _ce1 L1. .2444129 .1658701 -.0806866 .5695123

Not: *** en procent signifikansnivå, ** fem procent signifikansnivå, * tio procent signifikansnivå

(29)

26

(30)

27

6. Slutsatser

Syftet med denna studie var att undersöka vad som bestämmer den reala jämviktsväxelkursen mellan den svenska kronan och euron. Både teori och tidigare studier av den reala växelkursen har visat på långsiktiga samband mellan denna och olika bestämningsfaktorer samt en tidsvarierande jämviktsväxelkurs. Detta motsäger den traditionella utgångspunkten i analyser av den reala jämviktsväxelkursen, det vill säga så kallat köpkraftsparitet, som innebär att den reala växelkursen återgår till sitt konstanta jämviktsvärde på långsikt. En av de mest populära förklaringarna bakom att köpkraftsparitet inte håller är den så kallade Balassa-Samuelson hypotesen. Tanken bakom denna är att produktivitetsskillnader mellan de internationellt handelsbara varorna och de internationellt icke-handelsbara varorna i ett land, samt relativt till ett annat land, leder till att mekanismen bakom köpkraftsparitet inte fungerar till följd av de icke-handelsbara varorna.

För den valda tidsperioden visade ett justerat Dickey-Fuller test att den reala växelkursen är icke-stationär och integrerad av ordning ett vilket indikerar att den reala växelkursen har en tidsvarierande jämvikt. Teorin om köpkraftsparitet håller således inte under denna tidsperiod. Utifrån detta resultat valdes ett antal faktorer, som enligt teori antogs ha ett långsiktigt samband med den reala växelkursen, för att studera om dessa bestämmer denna jämvikt. De studerade faktorerna var produktivitetsskillnader i Sveriges internationellt handelsbara samt internationellt icke-handelsbara varor relativt till euroområdet, Sveriges nettoutlandsställning, Sveriges grad av öppenhet relativt euroområdet, skillnaden i BNP per capita mellan Sverige och euroområdet samt skillnaden i realräntan mellan Sverige och euroområdet. Ett Johansens kointegrationstest bekräftade att det fanns ett långsiktigt samband mellan dessa faktorer och den reala växelkursen vilket går i linje med tidigare studier. Resultatet ger därav stöd till användandet av BEER-metoden där den reala växelkursen bland annat bestäms av långsiktiga bestämningsfaktorer.

(31)

28

göra om BNP per capita från nominella termer till reala termer hade varit att använda BNP deflatorn. För att vidare studera effekten av ett lands rikedom på den reala växelkursen bör därför användningen av BNP deflatorn samt även andra tänkbara mått på rikedom undersökas. De estimerade anpassningskoefficienterna är på positiva för samtliga variabler förutom för Balassa-Samuelsson effekten och skillnaden i BNP per capita. Detta indikerar att systemet inte är stabilt och att det kommer att avvika från sin jämvikt istället för att konvergera till den, till följd av någon form av störning i systemet. Dock var endast en av dessa anpassningskoefficienter signifikanta.

Lagrange multiplier testet för autokorrelation i residualerna kunde ej förkasta nollhypotesen om ingen autokorrelation på fem procents signifikansnivå för varken första eller andra laggen vilket därav inte visade på några felspecifikationer av modellen i form av detta. Jarque-Bera testet kunde däremot förkasta nollhypotesen om normalfördelade residualer på fem procents signifikansnivå. Om dessa resultat bidragit till de positiva anpassningskoefficienterna eller vad som kan ha orsakat dessa är en fråga för fortsatta studier. En tanke kan vara att den studerade tidsperioden inte är tillräckligt lång för att kunna visa på de rätta anpassningshastigheterna. Även de kortsiktiga effekterna på den reala växelkursen kan vara intressanta att studera vidare, dessa visade sig dock vara icke signifikanta i denna studie.

(32)

29

7. Referenser

Alexius, Annika och Lindberg, Hans. 1996. Kronans reala jämviktskurs. Penning- och

valutapolitik 1: 19-34.

http://archive.riksbank.se/Upload/Dokument_riksbank/Kat_publicerat/PoV_sve/1996_1.pdf (Hämtad 2019-04-15)

Alexius, Annika och Nilsson, Jonny. 2000. Real Exchange Rates and Fundamentals:

Evidence from 15 OECD Countries. Sverige Riksbank: Open Economies Review 11(4): 383–

397.

doi: https://link-springer-com.proxy.ub.umu.se/journal/volumesAndIssues/11079. (Hämtad 2019-04-15)

Alsterlind, Jan. 2006. Effektiva växelkurser – i teori och praktik. Penning- och valutapolitik 1.

https://www.riksbank.se/globalassets/media/rapporter/pov/filer-fore-2017/artiklar/jan_alsterlind_060421_sve.pdf (Hämtad 2019-04-24)

Andersson, Per J. 2018. Resebarometern 2018: Stor granskning av svenska folkets resvanor.

Vagabond. 21 mars.

http://www.vagabond.se/artiklar/nyheter/20180321/resebarometern-2018-stor-granskning-av-svenska-folkets-resvanor/ (Hämtad 2019-05-02)

Balassa, Bela. 1964. The Purchasing Power Parity Doctrine: A Reappraisal. Journal of

Political Economy 72: 584-596.

Bergvall, Anders. 2004. What Determines Real Exchange Rates? The Nordic Countries. Stockholm: Scandinavian Journal of Economics 106 (2): 315–337.

doi:http://onlinelibrary.wiley.com.proxy.ub.umu.se/journal/10.1111/%28ISSN%291467-9442/issues. (Hämtad 2019-04-16)

Bruggemann, Ralf, Lutkepohl, Helmut och Saikkonen, Pentti. 2006. Residual autocorrelation testing for vector error correction models. Journal of Econometrics 134 (2): 579-604.

(33)

30

Candelon, Bertrand, Kool, Clemens, Raabe, Katharina och van Veen, Tom. 2007. Long-Run

Real Exchange Rate Determinants: Evidence from Eight New EU Member States, 1993-2003.

U Maastricht: Journal of Comparative Economics 35 (1): 87–107.

doi: http://www.sciencedirect.com.proxy.ub.umu.se/science/journal/01475967. (Hämtad 2019-04-16)

Cassel, Gustav. 1921. The world’s monetary problems. London: Constable.

https://ia802205.us.archive.org/30/items/worldsmonetarypr00cassuoft/worldsmonetarypr00ca ssuoft.pdf. (Hämtad 2019-06-11)

Cassel, Gustav. 1922. Money and foreign exchange after 1914. New York: Macmillan. https://ia802608.us.archive.org/18/items/moneyforeignexch00cassuoft/moneyforeignexch00c assuoft.pdf. (Hämtad 2019-06-11)

Cheung, Yin-Wong och Lai, Kon S. 1994. Mean Reversion in Real Exchange Rates.

Economics Letters 46 (3): 251-256.

doi: http://www.sciencedirect.com.proxy.ub.umu.se/science/journal/01651765. (Hämtad 2019-06-05)

Clark, Peter B och MacDonald, Ronald. 1999. Exchange Rates and Economic Fundamentals: A Methodological Comparison of BEERs and FEERs. I MacDonald, Ronald and Stein, Jerome L. (red.). Equilibrium Exchange Rates. Boston; Dordrecht and London: Kluwer Academic Publisher 285-322.

http://search.ebscohost.com.proxy.ub.umu.se/login.aspx?direct=true&db=ecn&AN=0584919 &site=ehost-live&scope=site. (Hämtad 2019-05-02)

Clark, Peter B och MacDonald, Ronald. 2000. Filtering the BEER - A Permanent and

Transitory Decomposition. International Monetary Fund, IMF Working Papers: 00/144. doi:

http://www.imf.org.proxy.ub.umu.se/external/pubs/ft/wp/2000/wp00144.pdf. (Hämtad 2019-05-02)

Dickey, David A., och Fuller, Wayne. (1979). Distribution of the estimators for

(34)

31

Europeiska kommissionen. 2019. Sverige i EU. Europeiska kommissionen representation i Sverige. https://ec.europa.eu/sweden/about-us/eu-presence_sv (Hämtad 2019-05-05) Eurostat. 2019. Net international investment position - annual data. Eurostat.

https://ec.europa.eu/eurostat/web/products-datasets/-/tipsii10 (Hämtad 2019-04-18)

Gundel, Sebastian. 2008. Declining German export prices due to increased competition from newly industrializing countries – evidence from Germany and the CEECs. Prague Economic

Papers 17 (1): 3-22. doi: http://www.vse.cz/pep/. (Hämtad 2019-06-09)

Gustafson, Cleas-Håkan. 2000. Internationell makroekonomi. 2. Uppl. Lund: Studentlitteratur.

International Financial Statistics. Gross Domestic Products and Components selected

indicators International Monetary Fund. https://data.imf.org/regular.aspx?key=61545852

(Hämtad 2019-04-18)

International Financial Statistics. Interest Rates selected indicators. International Monetary Fund. http://data.imf.org/regular.aspx?key=61545854 (Hämtad 2019-04-17)

International Monetary Fund. International Investment Position. International Monetary Fund. http://data.imf.org/regular.aspx?key=61468209 (Hämtad 2019-04-17)

Irandoust, Manuchehr och Ericsson, Johan. 2004. Are Imports and Exports Cointegrated? An International Comparison. Metroeconomica 55 (1): 49-64.

doi: http://onlinelibrary.wiley.com.proxy.ub.umu.se/journal/10.1111/%28ISSN%291467-999X/issues. (Hämtad 2019-06-06)

Johansen, Soren. 1988. Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic

Dynamics and Control 12 (2/3): 231-254. doi:

(35)

32

Johansen, Soren. 1992. Determination of Cointegration Rank in the Presence of a Linear Trend. Oxford Bulletin of Economics and Statistics 54 (3): 383-397. doi:

http://onlinelibrary.wiley.com.proxy.ub.umu.se/journal/10.1111/%28ISSN%291468-0084/issues.

Johansen, Soren. 1995. Likelihood-Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive

Models. Oxford: Oxford University Press.

https://www-oxfordscholarship-com.proxy.ub.umu.se/view/10.1093/0198774508.001.0001/acprof-9780198774501 (Hämtad 2019-05-10)

Konjunkturinstitutet. 2015. BNP kan tolkas på många olika sätt. Fördjupningar i konjunkturläget.

https://www.konj.se/download/18.2de5c57614f808a95afcce1c/1441281821551/BNP-kan-tolkas-pa-manga-olika-satt.pdf (Hämtad 2019-05-09)

Lagerwall, Björn, Nessén, Marianne. 2009. Kronans långsiktiga utveckling. Sveriges

Riksbank Ekonomiska kommentarer. 16 juni.

http://archive.riksbank.se/Upload/Dokument/ek_kom_no6_sv.pdf (Hämtad 2019-04-29)

Mukhtar, Tahir och Rasheed, Sarwat. 2010. Testing for long run relationship between exports and imports: Evidence from Pakistan. Journal of Economic Cooperation and Development 31 (1): 41-58. doi: http://www.sesric.org/publications-jecd-volumes.php. (Hämtad 2019-06-07) Nilsson, Kristian. 2004. Do fundamentals Explain the Behaviour of the Real Effective

Exchange Rate? Stockholm: Scandinavian Journal of Economics 106 (4): 603–622. doi:

http://onlinelibrary.wiley.com.proxy.ub.umu.se/journal/10.1111/%28ISSN%291467-9442/issues. (Hämtad 2019-04-17)

Organisation for Economic Co-operation and Development. Consumer price indices (CPIs) –

Complete database. OECD.Stat. https://stats.oecd.org (Hämtad 2019-04-26)

(36)

33

Organisation for Economic Co-operation and Development. Quarterly Natioal Accounts:

GDP per capita. OECD.Stat. https://stats.oecd.org (Hämtad 2019-04-26)

Pantula, Sastry G. 1989. Testing for Unit Roots in Time Series Data. Econometric Theory 5 (2): 256-71. doi: https://doi.org/10.1017/S0266466600012421

Rogoff, Kenneth. 1996. The Purchasing Power Parity Puzzle. Journal of Economic Literature 34 (2): 647-68.

Samuelson, Paul A. 1964. Theoretical notes on Trade Problems. Review of Economics and

Statistics 46: 145-54.

SCB. 2019. Sveriges export. SCB. https://www.scb.se/hitta-statistik/sverige-i-siffror/samhallets-ekonomi/sveriges-export/ (Hämtad 2019-05-02)

SCB. 2019. Sveriges import. SCB. https://www.scb.se/hitta-statistik/sverige-i-siffror/samhallets-ekonomi/sveriges-import/ (Hämtad 2019-05-02)

Stata. Vec intro – Introduction to vector error-correction models. Stata.com. https://www.stata.com/manuals13/tsvecintro.pdf. (Hämtad 2019-05-20)

Stata. Vec – Vector error-correction models. Stata.com.

https://www.stata.com/manuals/tsvec.pdf. (Hämtad 2019-06-12)

Statistiska centralbyrån, Enheten för betalningsbalans och nansmarknadsstatistik. 2009.

Utlandsställning – Sveriges tillgångar och skulder mot utlandet 2008. Statistiska

centralbyrån.

https://www.scb.se/statistik/_publikationer/FM0001_2008A01_BR_FM05BR0901.pdf (Hämtad 2019-05-07)

Sveriges Riksbank. 2018. Fördjupning – Kronans utveckling på längre sikt. Penningpolitisk rapport oktober.

(37)

34

Sveriges Riksbank. Sök räntor och valutakurser. Sveriges Riksbank.

https://www.riksbank.se/sv/statistik/sok-rantor--valutakurser/?g130-SEKEURPMI=on&from=1999-01-01&to=2017-12-29&f=Quarter&c=cAverage&s=Comma (Hämtad 2019-04-18)

Sveriges Riksbank. Valutakursindex. 2018. Sveriges Riksbank.

https://www.riksbank.se/sv/statistik/sok-rantor--valutakurser/forklaring-till-serierna/valutakursindex/. (Hämtad 2019-06-12)

Sveriges Riksdag. 2019. EU:S Centralbank. Sveriges Riksdag. https://eu.riksdagen.se/vad-ar-eu/eus-institutioner/europeiska-centralbanken/ (Hämtad 2019-05-03)

(38)

35

8. Appendix

Tabell 4: Variabel definition

Variabelnamn Definition Källa

Realväxelkurs _𝑄

" = ( &'(

∗

(d )

Nominell växelkurs, svenska kronor per euro (𝐸_") Prisindex Sverige (𝑃_e) Prisindex euroområdet (𝑃∗₎ Sveriges Riksbank OECD.Stat Balassa-Samuelsson 𝑃𝑃𝐼_e 𝐾𝑃𝐼_e 𝑃𝑃𝐼∗ _𝐾𝑃𝐼∗

Producent prisindex (PPI) Konsument prisindex (KPI) Sverige (S)

Euroområdet (*)

OECD.Stat

Öppenhet 𝑒𝑥𝑝e+ 𝑖𝑚𝑝e 𝐵𝑁𝑃e 𝑒𝑥𝑝∗+ 𝑖𝑚𝑝∗ 𝐵𝑁𝑃∗

Export: varor och tjänster i miljoner inhemsk valuta Import: varor och tjänster i miljoner inhemsk valuta BNP i miljoner inhemsk valuta

Samtliga är delade med konsumentprisindexet i vardera land för att ta fram de exporten, importen och BNP i reala termer

Sverige (S) Euroområdet (*)

IFS

OECD.Stat

Nettoutlandsställning Sveriges nettoutlandsställning i miljoner US-dollar multipliceras med den nominella växelkursen (svenska kronor per US-dollar) vilket ger nettoutlandsställningen i miljoner svenska kronor. Denna delas med det svenska konsumentprisindexet för att ta fram nettoutlandsställningen i miljoner reala termer.

(39)

36

Rikedom 𝐵𝑁𝑃 𝑝𝑒𝑟 𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎e− 𝐵𝑁𝑃 𝑝𝑒𝑟 𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎∗

Sveriges och euroområdets BNP per capita uttryckt i US-dollar multipliceras med den nominella växelkursen för vardera valuta (svenska kronor per USD och euro per USD) för att ge uttrycket för måttet BNP per capita i den inhemska valutan för vardera. Denna delas sedan med konsumentprisindexet för Sverige respektive euroområdet för att ge vardera mått i reala termer. Sverige (S)

Euroområdet (*)

OECD.Stat

Realränta 𝑖𝑟𝑎𝑡𝑒_i− 𝐾𝑃𝐼𝑡𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡_e − 𝑖𝑟𝑎𝑡𝑒∗_{− 𝐾𝑃𝐼𝑡𝑖𝑙𝑙𝑣ä𝑥𝑡}∗ Long-term interest rate in procent (irate)

Procentuella KPI förändringen från föregående kvartal (KPI) Sverige (S) Euroområdet (*) IFS OECD.Stat Tid 1999Q1-2017Q4

Tabell 5: Deskriptiv statistik

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max

(40)

37

Tabell 6-17: Justerade Dickey-Fuller test Tabell 6:

Justerat Dickey-Fuller test av variabeln realväxelkurs

Augmented Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 73

Interpolated Dickey-Fuller Test Statistic 1% Critical

Value 5% Critical Value 10% Critical Value Z ( t ) -2.223 -3.548 -2.912 -2.591

MacKinnon approximate p-value for Z ( t ) = 0.1982

Tabell 7:

Justerat Dickey-Fuller test av första differensen av variabeln realväxelkurs

Tabell 8:

Justerat Dickey-Fuller test av variabeln balassasamuelson

Value 5% Critical Value 10% Critical Value

Z ( t ) -0.493 -3.548 -2.912 -2.591

(41)

38

Tabell 9:

Justerat Dickey-Fuller test av första differensen av variabeln balassasamuelson

Tabell 10:

Justerat Dickey-Fuller test av variabeln nettoutlandsställning

Tabell 11:

Justerat Dickey-Fuller test av första differensen av variabeln nettoutlandsställning Augmented Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 72

Z ( t ) -7.169 -3.549 -2.912 -2.591

(42)

39

Tabell 12:

Justerat Dickey-Fuller test av variabeln öppenhet

Tabell 13:

Justerat Dickey-Fuller test av första differensen av variabeln öppenhet

Tabell 14:

Justerat Dickey-Fuller test av variabeln bnppercapitaskillnad

Z ( t ) -1.049 -3.548 -2.912 -2.591

(43)

40

Tabell 15:

Justerat Dickey-Fuller test av första differensen av variabeln bnppercapitaskillnad Augmented Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 72

Tabell 16:

Justerat Dickey-Fuller test av variabeln realräntaskillnad

Tabell 17:

Justerat Dickey-Fuller test av första variabeln av realräntaskillnad

Z ( t ) -9.310 -3.549 -2.912 -2.591

(44)

p-41

värden. För testen av variablerna i dess originalnivå kan nollhypotesen ej förkastas vilket indikerar att dessa variabler är icke-stationära. I testen av variablernas första differens kan nollhypotesen däremot förkastas för samtliga variabler vilket indikerar på att dessa är stationära. De studerade variablerna är således integrerade av ordning ett, I(1). Antalet laggar i de justerade Dickey-Fuller testen har bestämts till två utifrån informationskriterierna FPE och HQIC i (se tabell 18).

Tabell 18: Bestämning av laggar Selection-order criteria

Sample: 2000q1 – 2017q4 Number of obs = 72

lag LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC

0 -998.475 52829.3 27.9021 27.9776 28.0918

1 -660.781 675.39 36 0.000 12.1597 19.5217 20.0504 20.8498* 2 -607.717 106.13 36 0.000 7.72486* 19.0477 20.0296* 21.5141 3 -583.867 47.7 36 0.092 11.4121 19.3852 20.8202 22.9899 4 -532.596 102.54* 36 0.000 8.285 18.961* 20.8492 23.704 Endogenous: realväxelkurs balassasamuelson öppenhet nettoutlandsställning

bnppercapitaskillnad realräntaskillnad Exogenus: _cons

(45)

42

Tabell 19: Johansens kointegrationstest

Trend: constant Number of obs = 74

Sample: 1999q3 – 2017q4 Lags = 2

maximum

rank parms LL eigenvalue

trace statistic 5% critical value 0 36 -676.36442 . 102.4911 102.14 1 48 -654.75747 0.44232 59.2772* 76.07 2 58 -643.8487 0.25534 37.4597 53.12 3 66 -636.95804 0.16992 23.6783 34.91 4 72 -631.25939 0.14274 12.2810 19.96 5 76 -626.91703 0.11074 3.5963 9.42 6 78 -625.11887 0.04744 maximum

rank parms LL eigenvalue statistic max

5% critical value 0 36 -676.36442 . 43.2139 40.30 1 48 -654.75747 0.44232 21.8175 34.40 2 58 -643.8487 0.25534 13.7813 28.14 3 66 -636.95804 0.16992 11.3973 22.00 4 72 -631.25939 0.14274 8.6847 15.67 5 76 -626.91703 0.11074 3.5963 9.24 6 78 -625.11887 0.04744

(46)

43

Tabell 20: Vector error-correction model (uppdelad i tre delar)

Sample: 1999q3 – 2017q4 Number of obs = 74

AIC = 18.99345

Log likelihood = -654.7575 HQIC = 19.58963

Det(Sigma_ml) = 1.952061 SBIC = 20.48797

Equation Parms RSME R-sq Chi2 P>chi2

D_realväxelkurs 7 .205941 0.1108 8.222329 0.3134 D_balassasamuelson 7 .007709 0.3462 34.95109 0.0000 D_öppenhet 7 .025849 0.2442 21.32781 0.0033 D_nettoutlandsställning 7 1484.31 0.3161 30.50523 0.0001 D_bnpperkapitaskillnad 7 132.887 0.2390 20.7231 0.0042 D_realräntaskillnad 7 .542336 0.3677 38.37879 0.0000

Coef. Std. Err. z P>| z | [95%Conf. Interval] realväxelkurs _ce1 L1. .0207056 .0629857 0.33 0.742 -.1027442 .1441553 realväxelkurs LD. .2494482 .1898184 1.31 0.189 -.122589 .6214854 balassasamuelson LD. -4.050148 4.629282 -0.87 0.382 -13.12337 5.023077 Öppenhet LD. .1595085 .9571084 0.17 0.868 -1.716389 2.035406 nettoutlandsställning LD. -1.81e-06 .0000148 -0.12 0.903 -.0000309 .0000273 bnppercapitaskillnad LD. .0002509 .0002249 1.12 0.265 -.0001899 .0006916 realräntaskillnad LD. -.0413216 .044398 -0.93 0.352 -.1283402 .0456969