Växelkursdynamik vid stora monetära policybeslut

NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala Universitet

Examensarbete C Emil Hansson

Handledare: Mikael Carlsson HT 2021

Växelkursdynamik vid stora monetära policybeslut

Fallet Schweiz 2015

2

Sammanfattning

Ett flertal teorier försöker förklara de starka fluktuationer växelkurser under rörlig regim uppvisar vid monetära policychocker. En av dessa teorier, Rüdiger Dornbusch:s

överreaktionsmodell, menar att fluktuationer kan förklaras av skillnader i den tid varu- respektive kapitalmarknaden behöver för att anpassa sig till det förändrade penningutbudet.

Denna studie avser utreda modellens empiriska förklaringsförmåga genom att applicera den på fallet Schweiz 2015, där en stor och oväntad centralbanksåtgärd skapade kraftiga

reaktioner på valutamarknaden.

Genom ett t-test testas den potentiella överreaktionens signifikans. T-statistikan påvisar starkt stöd för att växelkursen rör sig i enlighet med Dornbusch:s modell. Diverse känslighetstester genomförs, om vilket samtliga vidimerar resultaten.

Nyckelord: Penningpolitik, Dornbusch Overshooting Theory, Växelkursfluktuationer, Uncovered Interest rate Parity (UIP), T-test.

Tack

Jag vill rikta ett stort tack till Prof. Mikael Carlsson för utmärkt vägledning och givande makroekonomiska diskussioner.

3

Innehåll

Sammanfattning ... 2

1. Introduktion... 4

2. Bakgrund ... 5

3. Teori ... 6

3.1. Dornbusch överreaktionsmodell ... 6

3.2. Tidigare forskning ... 9

4. Fallet Schweiz 2015 ... 12

5. Data och empirisk ansats... 14

5.1. T-test... 14

5.2. Data ... 15

6. Analys ... 16

6.1. Växelkursutvecklingen ... 16

6.2. Känslighetsanalys ... 20

6.2.1. Manipulerad växelkursvarians ... 21

6.2.2. Underskattning av chockens prispåverkan ... 22

7. Avslutande kommentarer ... 23

8. Referenser ... 24

9. Appendix ... 27

4

1. Introduktion

Sedan Bretton-Woods systemets fall under början av 1970-talet har ekonomer diskuterat vad som orsakar växelkursfluktuationer under rörlig regim. Vida debatterad av ekonomer är en av de mer prominenta och allmänt vedertagna teorierna som avser förklara fluktuationerna Rudiger Dornbusch:s överreaktionsmodell ¹ (Rogoff 2002). Dornbusch hävdar att fluktuationer efter monetära chocker beror på prisers trögrörlighet, vilket triggar en överreaktion på valutamarknaden när denna anpassar sig till en ny jämviktsnivå.

En valuta som sedan omläggningen till rörlig växelkursregim har haft ett närmast konstant apprecieringstryck mot sig är schweizerfrancen (CHF) (Jordan 2016). Valutans styrka är emellertid inget fördelaktigt för den inhemska ekonomin, vilket år 2011 fick landets centralbank att agera genom att intervenera på valutamarknaden med ett växelkursgolv.² Några år senare, 2015, avslutades oväntat marknadsaktiviteten med stora

växelkursfluktuationer som följd. Orsaken sades främst vara en förändrad penningpolitik av den europeiska centralbanken, vars implikationer på euron ansågs ha en potentiellt för stark inverkan på den inhemska centralbankens balansräkning.

Denna fallstudie avser utreda huruvida växelkursfluktuationer vid Fallet Schweiz 2015 överensstämmer med överreaktionsmodellen. Dess potentiella signifikans prövas genom att studera efterchockperiodens växelkursvarians med ett t-test. Studien bidrar till den

mångfacetterade litteratur inom internationell finans som intresserar sig för

valutafluktuationer, detta med en fallstudie om effekterna av en mycket stor och oväntad chock. Just policychockens magnitud är av största vikt för studiens relevans. Resultaten uppvisar en signifikant överreaktion, en slutsats som hävdar sig även efter känslighetstester appliceras och analyseras.

Följande frågeställning definieras:

Påvisas en signifikant överreaktion av växelkursen CHF/Euro vid fallet Schweiz 2015?

Att studera effekterna av penningpolitik är av uppenbart intresse. De flesta länders institutionella uppbyggnad har som centralgestalt en oberoende centralbank som med nominella ränteförändringar styr penningmängden utifrån definierade inflationsmål (Lindé

1 Fritt översatt från det ursprungliga namnet ”Exchange rate Overshooting”.

2 Huruvida interventionen kategoriseras som ett växelkursgolv- eller tak beror på hur man definierar densamma. Vidare kommer Franc/Euro behandlas, varvid interventionen är att beteckna som ett golv.

5

2003). Till vilket utsträckning politiken bedrivs med framgång och hur den påverkar olika delar av ekonomin anspelar direkt på handels-, konsumtions och investeringsmönster.

Väsentligen, alla ekonomiska agenter påverkas av centralbankers intentioner och utförande.

Överreaktionshypotesen har i sig policyrelevans, främst relaterat till de implikationer en överreaktion, därmed en period av starkare valuta än vad annars vore fallet, har på den inhemska ekonomin (Rogoff 2002).

Det vidare arbetet fortlöper enligt följande: I närmast kommande avsnitt ges en kort beskrivning av fallets bakgrund. I avsnitt 3 förklaras överreaktionsmodellens teoretiska ansatser. Även tidigare forskning redogörs för med särskilt fokus på konkurrerande modeller.

Vidare, i avsnitt 4, redogörs för det studerade fallet. Fortsättningsvis ämnar avsnitt 5 att förklara datamaterialet samt den empiriska ansatsen. Avsnitt 6 innehåller själva analysen, följd av utredningens slutsatser i avsnitt 7. Därefter referenser och appendix.

2. Bakgrund

Under och efter Eurokrisen 2009 skadades, till följd av diverse medlemsländers försämrade betalningsförmåga, marknadens syn på Euroländernas kreditvärdighet och därigenom

efterfrågan på dess gemensamma valuta. Den efterföljande valutadeprecieringen gav med sig stora kapitalplaceringar i safe heaven-valutor, såsom den schweiziska francen (Zurbrügg 2015). Som en följd av den stimulerade efterfrågan skedde en mångårigt ihållande både nominell- och real appreciering av valutan vilket fick implikationer på den inhemska ekonomin, där nettoexporten blev lidande av de i relativa termer dyrare inhemska varorna.

Implikationerna var så stora att den schweiziska centralbanken (SNB) under september 2011 beslutade sig för att intervenera på valutamarknaden och introducera ett växelkursgolv för valutaparet CHF/Euro. I praktiska termer förbinder sig centralbanken att trycka franc och sedermera använda dessa för att köpa euro och inhemska statsobligationer när växelkursen understiger en viss nivå, härvidlag 1,2 franc per euro. Således stoppas den fortsatta

apprecieringen och växelkursen stabiliseras.

I januari 2015 tog SNB oväntat beslutet att växelkursgolvet skulle upphöra. Beslutet grundade sig i synnerhet i den Europeiska centralbankens (ECB) ambitioner att stimulera den

europeiska ekonomin genom kvantitativa lättnader (Reuters 2015). ECB:s expansiva politik skulle i teorin ha en deprecierande effekt på euron, vilket skulle ha en betydande effekt på den schweiziska centralbankens balansräkning när den skulle tvingas öka storleken av sina

6

eurouppköp för att upprätthålla växelkursgolvet. Oro fanns dessutom över att den snabbt stigande valutareserven skulle ge SNB ett mindre manöverutrymme att intervenera på valutamarknaden i framtiden (Mombelli 2018).

3. Teori

Nedan, i avsnitt 3.1, beskrivs Dornbusch:s överreaktionsmodell. I nästkommande avsnitt, 3.2, redogörs för tidigare forskning med fokus på modellen samt för modellen konkurrerande teorier.

3.1. Dornbusch överreaktionsmodell

Rudiger Dornbusch:s modell hämtar sin teoretiska grund från antagandet att prisnivån i en ekonomi är trögrörlig, och därför kan antas vara konstant på kort sikt. Växelkursfluktuationer, menar han, är därför nödvändiga för att tillfälligt skapa jämvikt till följd av en monetär chock (Rogoff 2002). Vidare gör Dornbusch ett antal antaganden som formar analysen. En

förklaring av dessa antaganden integreras i modellbeskrivningen nedan. Ett av dessa

antaganden, uppdelningen mellan nominella- och reala variabler, förtjänar däremot särskild uppmärksamhet. Uppdelningen görs med utgångspunkt i att förändringar i nominella variabler inte orsakar långsiktiga förändringar av reala variablers jämviktsnivå. Pengar sägs vara

neutrala på lång sikt (Gottfries 2013). Ett för oss välförankrat exempel är att en centralbank inte kan påverka varken den långsiktiga nivån på den reala växelkursen eller den reala produktionen genom att justera penningmängden i ekonomin. Eftersom den chock som avses utredas nedan är av nominell karaktär kommer därför den reala växelkursen antas vara konstant på lång sikt. Det bör påtalas att penning- (och finans) politik kan påverka reala variabler, därmed den reala ekonomin, på kort- och medellång sikt.

Ett par ekvationer är centrala för att förstå modellen. Vi tar ansats från en ekvation som beskriver penningmarknadsjämvikt

𝑀_𝑡

𝑃_𝑡 = 𝑌_𝑖^𝜃𝑒𝑥𝑝^{−𝜂𝑖𝑡+1}, (1) av vilken vi genom att ta den naturliga logaritmen får

𝑚_𝑡− 𝑝_𝑡 = −𝜂𝑖_𝑡+1+ 𝜃𝑦_𝑖 , (2) där m är nominellt penningutbud vilkas antas bestämmas av centralbanken, p är den inhemska

prisnivån, i är den inhemska räntan och y är realproduktionen. Observera att 𝑚_𝑡− 𝑝_𝑡 är den

7

reala efterfrågan på pengar. 𝜂 och 𝜃 är vidare positiva parametrar vilka representerar penningefterfrågeelasticteten med avseende på nominalräntan- respektive den reala produktionen. En högre räntenivå gör alternativkostnaden av att hålla pengar högre, vilket minskar den reala efterfrågan. En högre produktionsnivå ökar emellertid efterfrågan på pengar eftersom antalet transaktioner i ekonomin ökar (Gottfries 2013). Både prisnivån och

produktionen antas vara konstanta på kort sikt.

Givet pris- och produktionsnivåns egenskaper på kort sikt är räntan den enda rörliga variabeln kvar i ekvationen, bortsett penningutbudet. Således måste ett förändrat penningutbud mötas av en ränteanpassning för att penningmarknaden ska finna jämvikt. Ponera att ett lands

centralbank bedriver en åtstramande politik; penningmängden minskar. För att finna jämvikt måste då räntenivån i landet stiga.³

”Uncovered interest parity” (UIP) relaterar växelkursförändringar till länders räntedifferens 𝑖_𝑡− 𝑖_𝑡^∗= −^{∆𝑒𝑡+1𝑒}

𝑒_𝑡 , (3) där i samt i* representerar den inhemsk- respektive världsräntan, och termen ^{∆𝑒𝑡+1}

𝑒

𝑒𝑡 beskriver den förväntade växelkursförändringen. Således kommer en förväntad växelkursrörelse bero på nominella räntedifferenser. Omvärldsräntan antas vara konstant. UIP ska förstås som att länder med lägre räntenivå måste kompensera investerare med en starkare valuta. Om så inte är fallet kommer den reala avkastningen på länders statsobligationer att divergera, vilket skapar ohållbara arbitragemöjligheter. UIP gör fyra viktiga antaganden (Walsh 2011):

i. Perfekt kapitalmobilitet utan transfereringskostnader.

ii. Investerare är riskneutrala och diversifierar inte sin portfölj enkom med avseende på riskhantering.

iii. Inhemska- och utländska värdepapper är perfekta substitut.

iv. Marknaden är rationell och anpassar sig omedelbart till chocker.

Modellen antar att UIP vid alla givna tillfällen gäller. I enlighet med ekvation (2) kommer den inhemska nominalräntan stiga som en följd av centralbankens åtstramningspolitik. Denna högre ränta kommer, enligt ekvation (3), skapa förväntningar om en deprecierande nominell

3 Man bör se det som att denna effekt i sin enkelhet drivs av tillgång och efterfrågan. Ett lägre penningutbud skapar förutsättningar för ett efterfrågeöverskott på penningmarknaden, varvid priset på pengar (räntan) stiger.

8

växelkurs. Detta är den första av två viktiga slutledningar i modellen och illustreras av rörelsen från punkt A till B i Figur 1, och representerar därför en kortsiktig effekt.

Figur 1 – Hypotetisk överreaktion ⁴

Den andra viktiga slutledningen följer nedan:

Eftersom 𝑚_𝑡− 𝑝_𝑡 representerar den reala efterfrågan på pengar kommer en förändring i m inte ha någon påverkan på dess långsiktiga nivån. Således måste prisnivån i ekonomin på lång sikt anpassa sig proportionellt med m. Givet en åtstramande monetär politik måste därför den allmänna prisnivån sjunka.

En tredje ekvation adderas nu till analysen: den reala växelkursen 𝜀 =^𝑒𝑃

𝑃^∗ , (4) där e är den nominella växelkursen och P och P* är den inhemska- respektive utländska prisnivån. Den utländska prisnivån kommer fortsättningsvis antas vara konstant. Eftersom varken prisnivån eller den nominella växelkursen kan påverka den långsiktiga nivån på den reala växelkursen kommer en förändring i P, för en given P*, behöva mötas med en

proportionell (invers) förändring i den nominella växelkursen. Eftersom prisnivån på lång sikt förväntas sjunka till följd av det lägre penningutbudet måste den nominella växelkursen appreciera. Denna effekt, från den hypotetiska jämvikten före chocken till den nya efter densamma, representeras av utvecklingen mellan punkt A till C i Figur 1.

4 Betänk att en fallande trend påvisar en appreciering av den inhemska valutan, vilket även fortsättningsvis kommer vara fallet.

0 2 4 6 8 10 12

t-3 t-4 t-3 t t+1 t+2 t+3 t+4 t+5 t+6 t+7 t+8 t+9

Växelkursvärde

Tid A

B

C

9

Kärnan av Dornbusch:s teori finns nu tillskansad. Totalt sätt kommer det lägre

penningutbudet leda till en appreciering av växelkursen på lång sikt, detta till följd av en prisanpassning i ekonomin. Prisanpassningen går däremot långsamt, och med anledning av detta måste en ränteanpassning ske för att skapa balans på penningmarknaden.

Ränteanpassningen, fallet vid åtstramning en ränteuppgång, kommer enligt ekvation (3) skapa förväntningar om en deprecierande valuta. Dornbusch förklarar dessa motstridiga effekter med att växelkursen initialt kommer appreciera för långt i relation till dess teoretiska jämvikt.

Efter denna överreaktion kommer växelkursen sedan depreciera till sin nya jämvikt, som är på en lägre nivå än innan den monetära chocken. Rörelsen illustreras i Figur 1.

Storleken på överreaktionen beror främst på storleken på elasticiteten med avseende på nominalräntan, där en hög elasticitet antyder att en given real penningkontraktion ger med sig en liten räntereaktion. Vidare, kommer en liten räntereaktion endast kräva att små

förväntningar om en valutadepreciering skapas, vilket innebär att överreaktionen blir mindre (Dornbusch 1976).

3.2. Tidigare forskning

Dornbusch modell är en grundpelare i modern makroekonomi, likväl har den haft svårt att bekräftas av empirisk forskning (Bjørnland 2009). Vidare forskning hävdar att modellen på ett adekvat sätt förklarar större monetära policyomvandlingar, men har svårare med mindre (Feng et al. 2009).

Lindé (2003) utreder växelkursfluktuationer efter monetära policybeslut i Sverige mellan åren 1986 och 2002. Han finner att växelkursen, snarare än att skarpt skjuta över dess jämvikt, anpassar sig genom en konvexliknande rörelse. Detta strider mot Dornbusch:s modell och i synnerhet UIP. Lindés resultat är i linje med de från Eichenbaum och Evans (1995). De fann att åtstramande monetär politik i USA mellan åren 1974 – 1990 följdes av en beständig appreciering över en lång period. En omfattande litteratur har formats kring tanken att växelkursen snarare än apprecierar till dess extrempunkt omedelbart gör det succesivt, i somliga fall under flera år (Björnland 2009). ”Delayed overshooting” har därför etablerat sig som en till Dornbusch konkurrerande teori, främst på grund av dess olika syn på UIP.

10

Figur 2 – Hypotetiskt Delayed Overshooting

Annan forskning visar emellertid på rörelser i ännu större kontrast till Dornbusch:s modell.

Sins (1992) och Kohlscheen (2014) är två exempel på studier som påvisar hur en

penningkontraktion ger uppsåt till en depreciering av den inhemska valutan, i litteraturen kallad ”exchange rate puzzle” (Bjørnland 2009). Detta står i stark kontrast till den förväntade valutautecklingen enligt UIP. Emanuel Kohlscheens studie är av annorlunda karaktär. Han testar istället UIP genom att undersöka hur sydamerikanska länders valutor reagerar på en räntehöjning av den amerikanska centralbanken Federal Reserve. Förväntningen enligt UIP är att den inhemska (sydamerikanska) valutan bör appreciera när den nominella världsräntan stiger, av vilken den amerikanska räntan är approximativ för. I samtliga fall, Brasilien, Mexico och Chile, deprecierade detta till trots de sydamerikanska ländernas valutor en aning mot dollarn efter räntebeskedet. Hans resultat implicerar däremot ett svagt förhållande mellan räntenivå och växelkurs (Kohlscheen 2014).

0 1 2 3 4 5 6 7 8

t-3 t-2 t-1 t t+1 t+2 t+3 t+4 t+5 t+6 t+7 t+8 t+9

Växelkursvärde

Tid

11

Figur 3 – Hypotetiskt Exchange rate puzzle

Då UIP väsentligen förklarar finansiella marknaders effektivitet, frånvarandet av arbitrage, är det detta som ”exchange rate puzzle” ifrågasätter. Såvida marknaderna tillåts vara ineffektiva kan därför en högre ränta (genom kapitalinflöde) appreciera den inhemska valutan utan att förväntningarna om en växelkursdepreciering skapas.

Genom att studera data från Australien, Nya Zeeland, Kanada och Sverige mellan åren 1983 – 2004 finner Hilde Bjørnland (2009) att växelkursen vid en penningåtstramning initialt

apprecierar, med en maximal effekt efter 1-2 kvartal, för att sedermera depreciera mot sin långsiktiga jämvikt. Resultaten är i linje med överreaktionsmodellen. Liknande resultat etablerades av Rüth (2020).

Den största orsaken till den splittrade litteraturen är diverse skillnader i de restriktioner och specifikationer som åläggs den ekonometriska modellen (sVAR).⁵ Till exempel kritiserar Bjørnland både Eichenbaum & Evans och Lindé för att dess anpassningar av modellen innehåller för få restriktioner som berör den långsiktiga relationen mellan penningpolitiska chocker och växelkursen. Hon argumenterar för att modellen bör anpassas så att chockens tillåts påverka den reala växelkursen på kort sikt, medan den inte har någon påverkan på längre sikt.

5 ”(Structural) Vector Auto-Regression” har varit den dominerande modellen i empirisk makroforskning sedan Christoffer Sims introducerade den till fältet 1980 (Bjørnland 2009). Modellen gör det möjligt att isolera exogena policychocker och därmed tolka resultaten kausalt (Gottfries 2013).

2 3 4 5 6 7 8

t-3 t-2 t-1 t t+1 t+2 t+3 t+4 t+5 t+6 t+7 t+8 t+9

Växelkursvärde

Tid

12

10.0 10.5 11.0 11.5 12.0 12.5 13.0 13.5

2010-01-… 2010-06-… 2010-11-… 2011-04-… 2011-09-… 2012-02-… 2012-07-… 2012-12-… 2013-05-… 2013-10-… 2014-03-… 2014-08-… 2015-01-… 2015-06-… 2015-11-… 2016-04-… 2016-09-… 2017-02-… 2017-07-… 2017-12-… 2018-05-… 2018-10-… 2019-03-… 2019-08-… 2020-01-…

4. Fallet Schweiz 2015

När en centralbank vill minska penningmängden i ekonomin är en räntehöjning, ackompanjerat med försäljning av statsobligationer, dess huvudsakliga redskap. I fallet Schweiz såg emellertid saken annorlunda ut. Den penningpolitiska chocken som ålagdes marknaden var annonserandet om avslutet på växelkursgolvet, väsentligen att SNB slutar stimulera ekonomin med franc och sålunda avslutade eurouppköpen. Därtill sänktes styrräntan som en del av policypaketet.⁶ För att förstå varför detta kan ses som en monetär åtstramning ska man tänka på en åtstramning som relativt förväntningarna. Annonseringen kom snabbt och plötsligt utan förebyggande kommunikation med marknaden, som därför förväntade sig att golvet skulle kvarligga (Reuters 2015). I relation till marknadens förväntningar var därför policybeslutet av åtstramande karaktär, eftersom mängden franc i ekonomin blir mindre än befarat. Figur 4 visar den logaritmerade schweiziska monetära basen, således visar den förändringen i penningmängd. I figuren representerar den streckade linjen den linjära trendutvecklingen av den monetära basen under perioden för växelkursgolvet. Linjen är sedermera utdragen till efterchocksperioden för att illustrera den kontrafaktiska

(logaritmerade) monetära basen, därmed ett scenario där växelkursgolvet skulle fortsatt försvaras. Ergo visar avståndet mellan de två kurvorna den faktiska åtstramningen. År 2017, drygt två år efter chocken, beräknas åtstramningens storlek vara omkring åttio miljarder franc, ekvivalent med ca. 11% av landets BNP samma år.

Figur 4 – Logaritmerad monetär bas

6 Ändamålet med styrräntesänkningen var tvådelat: dels skulle den lägre räntan hjälpa till att depreciera valutan genom att efterfrågan på inhemska statsobligationer faller. För det andra skulle den bidra till att dämpa

effekterna på den inhemska ekonomin genom att stimulera investering och konsumtion. (Jordan 2016).

Växelkursgolv

Åtstramning

Tid

Växelkursvärde

--- Linjär trend Log. monetär bas

Källa: FRED

13

Låt oss nu studera centralbankens balansräkning, mer bestämt dess valutareserv. Figur 5 nedan visar antalet köpta euro per kvartal. En flat kurvutveckling betyder således inte att valutareserven inte växte, det betyder att den växte i samma konsekventa takt, kvartal efter kvartal. Därmed, en lutningsförändring är associerad med en förändring av andraderivatan.

Figur 5 – SNBs valutareserv av Euro

Källa: SNB

En skarp uppgång tydes under början av 2012, endast månader efter växelkursgolvets introduktion, men under stora delar av perioden investerar SNB ett i det närmsta konstant antal franc i eurouppköp. Detta förändras kvartalen innan man avslutade golvet, då man återigen ökade köptakten. Samma sak kan tydas i Figur 4, där vi ser att den logaritmerade monetära basen stiger vid samma tidpunkt. Det faktum att man åter behövde öka

uppköpstakten för att försvara växelkursgolvet kan mycket väl ha varit en bidragande orsak bakom dess beslut att inte längre upprätthålla det.

Efter golvets avslut fortsätter, intressant nog, euroreserven att växa i hög takt. Förloppet ska huvudsakligen tolkas som en effekt av en stark global aktiemarknad. Från 2015 har SNB i snabb takt ökat sina innehav att utländska aktier, främst amerikanska och europeiska. I takt med en stigande aktiemarknad har därför bankens balansräkning växt, vilket har givit styrka åt francen. Valutaapprecieringen har då försatt SNB i en situation då man återigen

0 50000 100000 150000 200000 250000 300000 350000

2008-Q1 2008-Q3 2009-Q1 2009-Q3 2010-Q1 2010-Q3 2011-Q1 2011-Q3 2012-Q1 2012-Q3 2013-Q1 2013-Q3 2014-Q1 2014-Q3 2015-Q1 2015-Q3 2016-Q1 2016-Q3 2017-Q1 2017-Q3 2018-Q1 2018-Q3 2019-Q1 2019-Q3

Miljoner franc

Tid Växelkursgolv

14

intervenerar på valutamarknaden, om än i betydligt mindre omfattning än tidigare (Reuters 2021). ⁷

I tidigare avsnitt nämndes hur viss forskning tyder på att växelkursrörelser verkar

överensstämma med modellen i högre utsträckning om den monetära policyomläggningen var stor. Det kan potentiellt finnas viktig förståelse att hämta ur denna ansats. Dornbusch:s modell kräver att den monetära chocken leder till att de framåtblickande agenterna förändrar sin framtidssyn i enlighet med chocken (Dornbusch 1976). Om det är så att marknadsaktörer inte förändrar, väsentligen anpassar, sin syn på växelkursens framtida rörelser om den monetära chocken anses insignifikant kommer Dornbusch:s modell många gånger falla tillkorta.

Huruvida chocken anses signifikant kommer bero på dess storlek, men även på hur väl marknaden förutsåg policyns ankomst. Är en policy förväntad, förslagsvis om inflationen stiger i ett land vars centralbank har för vana att möta inflationshot med åtstramning, kommer marknaden prisa in centralbankens politik i förväg och kraftiga valutafluktuationer vid

tidpunkten för den faktiska policyomläggningen kommer utebli (Willems 2019).

Fallet Schweiz 2015 karaktäriseras av effekterna ovan. Avslutandet av växelkursgolvet var högst oväntat, samtidigt som det var SNBs främsta politiska instrument för att tackla dess högst prioriterade penningpolitiska fråga (Jordan 2016). Således är fallet Schweiz av stort intresse om man vill studera överreaktionsmodellens verklighetsförankring.

5. Data och empirisk ansats

Nedan avsnitt indelas i två. Först presenteras den empiriska modellen i 5.1. Sedermera redogörs för studiens datakällor i 5.2.

5.1. T-test

För att testa växelkursens potentiella överreaktion kommer ett ensidigt t-test utföras. T-testet ämnar till att utreda huruvida den potentiella överreaktionen är inom ramen för tidigare växelkursvarians. Om så är fallet kan inte efterchockfluktuationen fastslås som en överreaktion.

7 Det bör belysas att de marknadsinterventioner SNB befattat sig med efter chocken 2015 inte går att jämföra med den sistnämnda i relation till varken omfattning eller grad av marknadsförvåning.

15 Testet beräknas enligt:

𝑡 =^{𝛽−𝑥̅̅̅𝑡}

𝜎_𝑡 , (5) där 𝛽 är växelkursvärdet dagen den initiala apprecieringen avslutades, 𝑥̅ är det _𝑡

genomsnittliga växelkursvärdet för tidsperioden t, samt 𝜎_𝑡 är standardavvikelsen för perioden innan- samt, av robusthetsskäl, efter chocken vilket används som ett mått på vanlig

växelkursvarians. Perioden före chocken definieras som den för aktivt växelkursgolv, därav 11e sep. 2011 – 15e jan. 2015 medan perioden efter chocken sträcker sig från 15e jan. 2016 – 1a jan. 2020. Därtill kommer ytterligare test utföras

𝑡 =^{𝛽−𝑥𝑡}

𝜎_𝑡 , (6) där 𝑥_𝑡representerar växelkursvärdet för en given tidpunkt. Dessa tidpunkter kommer, vilket förklaras senare, vara växelkursens lower bound-värden. I båda fallen är differensen mellan 𝛽 och 𝑥̅_𝑡 samt 𝑥_𝑡 vår potentiella överreaktion. Hypotestesten definieras som:

𝐻₀: 𝛽 = 𝑥_𝑡 𝐻₁: 𝛽 > |𝑥_𝑡| samt,

𝐻₀: 𝛽 = 𝑥_𝑡 𝐻₁: 𝛽 > |𝑥_𝑡|.

Nollhypotesen hävdar att 𝛽 − 𝑥̅ samt _𝑡 𝛽 = 𝑥_𝑡 är 0, därmed att ingen överreaktion kan

observeras. Mot denna ställs hypotesen att skillnaden är negativ, därmed att 𝛽 är (i absoluta tal) större än 𝑥_𝑡 samt 𝑥_𝑡. Under förutsättningen att differensen mellan 𝛽 och 𝑥̅ samt _𝑡 𝑥_𝑡 är normalfördelad kommer nollhypotesen förkastas på 5%-nivå om t-statistikan (i absoluta tal) är större än 1.64, varvid en överreaktion kan bekräftas.

5.2. Data

Det vidare arbetet använder sig av fem nyckelkällor för att tillskansa fyra nyckeldata.

Växelkursdata hämtas från den Europeiska centralbankens (ECB) hemsida. En stor fördel med vederbörande data, bortom det faktum att den saknar bortfall, är att ett växelkursvärde observeras per dag. Givet omständigheterna runt fallet Schweiz är det av stor vikt eftersom

16

central växelkursutveckling annars skulle missats eller missförstås, ponerat att data istället presenterade genomsnittsvärdet per vecka eller månad likt andra källor.

Data över konsumentprisindex hämtas för Schweiz från världsbanken medans den för euroområdet hämtas från Eurostat. Eurostat nyttjar nationell data för att konstruera en genomsnittlig prisutveckling för alla länder inom valutasamarbetet. Från den Schweiziska centralbankens (SNB) hemsida hämtas information om dess balansräkning, väsentligen bankens valutareserv av euro. Slutligen hämtas den Schweiziska monetära basen från den amerikanska centralbankens dataregister (FRED). I samtliga dessa fall är datasetet komplett utan bortfall.

De standardavvikelser som används är framtagna genom statistikprogrammet Stata.

6. Analys

Analysen genomförs i två delar. Först studeras växelkursutvecklingen, t-test utförs och resultat framställs. Vidare genomförs diverse känslighetstester för att bestyrka nyssnämnda resultats trovärdighet.

6.1. Växelkursutvecklingen

Figur 6 – CHF/EUR

Källa: ECB 0.9 0.95 1 1.05 1.1 1.15 1.2 1.25 1.3

12 nov 2011

12 nov 2012

12 nov 2013

12 nov 2014

12 nov 2015

12 nov 2016

12 nov 2017

12 nov 2018

12 nov 2019

12 nov 2020

12 nov 2021

Växelkursvärde

Tid

CHF/EUR Genomsnittlig CHF/EUR Genomsnittlig CHF/EUR exkl. Covid19

A

B

C

17

Figur 6 innehåller två genomsnitt som båda har sin början januari 2016. Vad som skiljer dem åt är när dem avslutas, där den ena exkluderar 2020 samt 2021 med anledning av de stora effekter Covid-19 hade på valutamarknaden. Det är i synnerhet den sistnämnda som ska jämföras med det tidigare golvet för att avgöra den långsiktiga effekten av åtstramningen. Vi intresserar oss därmed främst för perioden 2016 – 2020. Anledningen bakom att det

genomsnittliga värdet inte räknas ut från tidpunkten för chocken är för att ge växelkursen chansen att någorlunda landa i jämvikt. Eftersom de exkluderade tidsperioderna uteslutande innehåller punkter under den streckade linjen kommer vi om något att överskatta den nya jämviktsnivån. I sak vore en potentiell överskattning ett problem för den empiriska analysen, men känslighetsanalysen avlägsnar denna oro.

Vi ser sedan att francen apprecierar kraftigt i samband med chocken; för en kort stund värderas en franc högre än en euro. Denna instinktiva appreciering, som inom loppet av en vecka sätter en botten, går ännu fortare än vad den litteratur som finner stöd för Dornbusch:s modell tidigare har funnit. Under åren efter chocken sker en gradvis depreciering av francen, om än en volatil sådan. Den streckade linjen är därför ett viktigt redskap för att göra en nyanserad analys. Valutamarknaden är den finansiella marknad som omsätter i särklass mest kapital, samtidigt som den är latent volatil (Segal 2021). Fluktuationer är därför fullt

naturliga. Dessutom kan vi inte utesluta, snarare anta, att annan politik verkställs under tidsperioden. Att se till det genomsnittliga växelkursvärdet ger oss möjlighet att exkludera marknadsfluktuationer och istället se på genomsnittslinjen som en ny jämvikt marknaden pendlar runt.

Som tidigare beskrivet kan perioden efter chocken delas in i två delar. Den första av dessa, perioden tills den initiala apprecieringen avslutas, vilket från chocken räknat innefattar cirka en vecka, kommer hädanefter inte behandlas. Med anledning av periodens korta tidsomfång är det ett solitt antagande att det måste vara policychocken som orsakar växelkursfluktuationen.

Styrräntesänkningen, som var en del av policyn, bör betraktas eftersom modellen anslår att det är den förväntat stigande nominella räntan som orsakar växelkursens potentiella överreaktion.

Emellertid tar detta resonemang sin ansats från att UIP gäller även utan att kompletteras, ett antagande som det finns skäl att förhålla sig kritiskt till.⁸ För oss räcker istället den faktiska

8 Ofta kompletteras UIP med riskaverta agenter som beaktar värdepappersrisk vid investeringsbeslut, se Fama (1984). Likaledes tenderar irrationella flockbeteenden att påverka investerare och skapa

värdepappersfluktuationer, visat av för exempel Chiang och Zheng (2010).

18

fluktuationen som bevis för chockens kortsiktiga effekt. Fortsättningsvis kommer därför räntenivån betraktas som en exogent framåtblickande policyvariabel.

Tabell 1 – Konsumentprisindex

KPI Schweiz (2010=100) Euroområdet

(2015=100)

Differens

2015 98,172 98,240 -

2019 99,547 104,350 -

Inflationstakt 1,4% 4.8% -3.4%

Notis: KPI är mätt som ett genomsnitt per år. Källa: Världsbanken, Eurostat.

Tabell 1 ovan visar konsumentprisindex samt hur denna har utvecklats, för Schweiz respektive Euroområdet, över tidperioden av intresse. Vi kan konstatera att den inhemska prisnivån steg med 1.4% under perioden efter chocken, medans prisnivån i Euroområdet växte med 4.8%. Vad man bör betrakta för att avgöra den förväntade växelkursutvecklingen är den relativa prisutvecklingen. Det kan därför vara hjälpsamt att illustrera ekvation (4) enligt

𝜀 = 𝑒 ∙ ^𝑃

𝑃^∗ , (7) där nu även den utländska prisnivån är en rörlig variabel. Eftersom den utländska inflationen var högre än den inhemska, △ ^𝑃

𝑃^∗< 1, måste den nominella växelkursen appreciera, △ 𝑒 > 1, för att den reala växelkursen ska vara konstant. Det är därför konsistent med Dornbusch:s modell. Den relativa prisutvecklingen illustreras i Figur 7, vilken även visar att den

Schweiziska prisutvecklingen har varit lägre än den för Euroområdet under en längre period.

19

Figur 7 – Konsumentprisindex för Schweiz och Euroområdet

Källa: Världsbanken, Eurostat

Givet prisutvecklingen kan storleken på den förväntade apprecieringen beräknas. Genom att ta logaritmen av alla variabler i ekvation (4) nås

ln(𝜀) = 𝑙𝑛 (^𝑒∙𝑃

𝑃^∗). (8) Vilket kan skrivas:

ln(𝜀) = ln(𝑒) + ln(𝑃) − ln(𝑃^∗). (9) Den naturliga logaritmens egenskaper ger oss möjlighet att tolka variablernas förändringar i procent. Vi kan därför skriva om ekvation (9) som:

△ 𝜀 =△ 𝑒 +△ 𝑃 −△ 𝑃^∗, (10) där △ representerar en procentuell förändring. Vidare antar vi att den långsiktigt reala

växelkursen är konstant, △ 𝜀 = 0, vilket efter omflyttning ger

△ 𝑒 =△ 𝑃^∗−△ 𝑃. (11) Vi applicerar ovanstående ekvation på inflationssiffrorna presenterade i Tabell 2 och får då:

4.8 % − 1.4 % = 3.4 % , (12) således förväntas den nominella växelkursapprecieringen vara 3.4%.

Växelkursens värde, definierat som antalet franc per euro, var 1.20 innan chocken. Det genomsnittliga värdet på växelkursen under perioden 2016 – 2020 var ca. 1.11, vilket innebär

0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 1 1.1 1.2 1.3

70 75 80 85 90 95 100 105

Relativt prisindexvärde

Prisindexvärde

Tid

Schweiz Euroområdet Relativ prisutveckling

20

att francen apprecierade ca. 7.5% under perioden.⁹ Det är mer än det teoretiskt förutspådda, vilket innebär att växelkursen apprecierade även i reala termer. Genom att sätta in värdena i ekvation (10) får vi den exakta reala apprecieringen:

△ 𝜀 = 0.075 + 0.014 − 0.048 = 0.041. (13) Approximativt har därav den reala växelkursen apprecierat med 4.1%, vilket också är

storleken på diskrepansen mellan den teoretiskt förväntade växelkursen och den faktiskt observerade.¹⁰

Två t-statistika beräknas för de båda tidsperioderna tidigare beskrivna, där period 1 avser den som exkluderar 2020 och 2021 till följd av implikationerna på valutamarknaden av covid-19.

Båda perioderna har följaktligen januari 2016 som startpunkt.

Tabell 2– t-test

Period t-test Tidsperiod/Tidpunkt

1 -10.49*** 15e jan. 2016 – 1a jan. 2020

2 -9.51***

*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1

15e jan 2016 – 11e nov. 2021

Notis: För fullständiga uträckningar, se appendix.

Det framgår av Tabell 2 att signifikans på 1%-nivå påvisas i båda perioderna, med den starkaste signifikansen för den period av störst intresse. Nollhypotesen att 𝛽 = 𝑥_𝑡 förkastas, således bekräftas överreaktionseffekten och Dornbusch:s modell får rätt.

6.2. Känslighetsanalys

Nedan följer diverse känslighetstester för att vidimera resultaten. Ytterligare ett t-test adderas med avsikt att kontrollera för att fluktuationer under perioden före chocken hållits tillbaks av policy. Sist subtraheras två standardavvikelser av den cykliska prisavvikelsen från

prisindexvärdet för att kontrollera för en eventuell underskattning av chockens negativa effekt på prisnivån.

9 Enligt ^1.11−1.2

1.2 .

10 Vi antar att neutralitetsantagandet håller och att den reala apprecieringen därmed har orsakats av något annat än den förändrade penningmängden.

21

6.2.1. Manipulerad växelkursvarians

Förchockperiodens växelkursvarians är sannolikt manipulerad, detta eftersom investerare saknar fundamental anledning att driva kursen uppåt samtidigt som SNB försvarar den mot fluktuationer nedåt. Således skapas en syntetiskt låg varians, vilket bidrar till, i absoluta tal, höga t-statistika. Därav bör en kontroll utföras för att slå fast att förevarande tänkbara

överskattning av resultaten inte påverkar slutsatsen om överreaktionens riktighet. För att göra detta används standardavvikelsen av den nya jämviktens växelkursvarians i nämnaren av t- testet. Perioden definieras som från 15e januari 2016, ett år efter chocken, tills den 1a januari 2020, därmed exkluderas åren för Covid-19. Sistnämnda period är en bra kontrollperiod om inte växelkursen även här utsattes för sådan politisk inverkan att fluktuationer hämmas, likt tidigare resonemang. Även om SNB var aktiva på valutamarknaden under perioden var det, främst i relation till perioden för växelkursgolvet, så pass marginellt att den bedöms vara värdig som kontrollperiod.

Härtill adderas ytterligare två perioder som avser växelkursens lower-bound kurser, där Period 3 exkluderar 2020 och 2021. Dessa inkluderas för att de representerar ett konservativt sätt att förhålla sig till den nya jämviktsnivån, och adderar därmed ytterligare styrka till känslighetsanalysen.

Tabell 3– t-test

Period t-test Tidsperiod/Tidpunkt

1 -3.80*** 15e jan. 2016 – 1a jan. 2020

2 -3.45*** 15e jan 2016 – 11e nov. 2021

3 -2.33*** 16e feb. 2017

4 -1.95**

*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1

14e maj 2020

Notis: För fullständiga uträckningar, se appendix.

Resultaten påvisar betydligt lägre t-statistika, men med fortsatt stark signifikans. Båda hypotetiska jämviktsnivåerna är signifikanta på 1%-nivå, medans den ena av lower-bound kurserna påvisar signifikans på allena 5%-nivå. Med anledning av att även båda lower-bound

22

kurserna påvisar signifikans på 5% nivå förkastas nollhypotesen att 𝛽 = 𝑥_𝑡.Totalt sätt ger dessa resultat trovärdighet till de tidigare och vidimerar växelkursens överreaktion.

6.2.2. Underskattning av chockens prispåverkan

Den potentiella underskattningen härleds ur en oro över att annan policy, både vid tidpunkten för chocken men i synnerhet under efterchocksperioden, verkade för att stimulera ekonomin givet Schweiz låga inflationstakt. Kontrollen utförs genom att subtrahera två

standardavvikelser av den cykliska prisavvikelsen från den indexerade prisnivån, där den cykliska prisavvikelsen är differensen mellan den verkligt föreliggande priskurvan och dess linjära trend.¹¹ Vi intresserar oss för den cykliska prisavvikelsen som föreligger efter chocken.

Vi börjar med att dra av två standardavvikelser av den cykliska prisavvikelsen från den indexerade prisnivån som i enlighet med Tabell (1) gällde 2019 ¹²

99.547 − 0.731854 = 98.815146. (14) Till följd därav, räknar vi ut den hypotetiska prisutvecklingen enligt

98.815146−98.172

98.172 = 0.00655 ≈ 0.66%. (15) Given den inhemska inflationen beräknar vi den förväntade växelkursutvecklingen i enlighet med ekvation (11)

4.8% − 0.66% = 4.14%, (16) vilket ger det förväntade växelkursvärdet,

(1 − 0.0414) ∙ 1.2 = 1.15032. (17) Slutligen nyttjas denna för att utföra t-testet, ¹³

0.9816−1.15032

0.0356366 = −4.73, (18) vilket innebär signifikans på 1% nivå. Växelkursens överreaktion är därmed signifikant även med två standardavvikelser av den cykliska prisavvikelsen subtraherade från prisindexvärdet.

11 Två standardavvikelser av den cykliska prisavvikelsen är vald för att representera en rimlig storlek på den potentiella underskattningen.

12 För redogörelse av den cykliska prisavvikelsen, se appendix.

13 Standardavvikelsen av den nya jämviktsnivån används här av robusthetsskäl.

23

7. Avslutande kommentarer

Studiens syfte har varit att genom Rüdiger Dornbusch:s överreaktionsmodell studera Fallet Schweiz 2015, där en stor och oväntad policyreform medförde fluktuationer i valutaparet CHF/Euro. Med hjälp av t-test avgörs om fluktuationen kan kategoriseras som en

överreaktion, eller om densamma är inom ramen för tidigare växelkursvarians. Med statistisk signifikans på 1% nivå påvisas att chocken initierade en överreaktion av växelkursen.

De känslighetstester som appliceras på ovannämnda resultat vidimerar dess trovärdighet.

Överreaktionens t-värde går ner vid samtliga studerade perioder när efterchockperiodens varians använts istället för förchockperiodens, men signifikans kvarstår. Bevisningen är stark då även lower bound-kurser, vilket verkar som det mest konservativa sättet att förhålla sig till den nya jämviktsnivån, är signifikanta på 5% nivå. Slutligen, även under antagandet att chockens effekt på den inhemska prisnivån har underskattats är överreaktionen signifikant på 1% nivå.

Växelkursers benägenhet att överreagera är empiriskt kritiserat. Emellertid når studien liknande slutsatser som Bjørnland (2009) och Rüth (2020), och placerar sig därmed som en kontrast till den breda litteraturen. Likt ovannämnda artiklar implicerar studiens resultat att policyskapare bör betrakta faran, definierat som obehövliga valutafluktuationer, med att misslyckas med att på ett adekvat sätt kommunicera med marknaden vid stora monetära beslut. En överreaktion leder till en period, tills dess att växelkursen funnit sin nya jämvikt, med starkare inhemsk valuta än vad som utan överreaktionen vore fallet. Implikationerna på den inhemska ekonomin av en starkare valuta är betydande, varav policyrelevansen är detsamma.

Ett starkt förslag till vidare forskning vederbörande fallet Schweiz 2015 berör inte att växelkursen överreagerade, utan varför. Dornbusch:s modell gör gällande att det är den stigande nominalräntan som ger upphov till de deprecieringsförväntingar som sedermera är orsaken bakom överreaktionen. Ty policyreformen innehöll en sänkning av styrräntan är det därför av forskningsrelevans att studera vad som orsakade överreaktionen.

24

8. Referenser

Bjørnland. H (2009), ”Monetary policy and exchange rate overshooting: Dornbusch was right after all”, Journal of International Economics Volume 79, 64-77, (hämtad 2021-11-07).

Chiang, C, T. och D. Zheng (2010), ”An empirical analysis of heard behavior in global stock markets”, Journal of Banking & Finance, Volym 34, Issue 8, s.1911-1921, (hämtad 2021-12- 01).

Christe G, W. och R, D. Huang (2019), ”Following the Pied Piper: Do Individual Returns Herd around the Market?”, Financial Analysts Journal, Volym 51, Issue 4, (hämtad 2021-11- 27).

Dornbusch. R (1976), ”Expectations and Exchange Rate Dynamics”, Journal of Political Economy, Volym 84, Nr. 6, 1161-1176, (hämtad 2021-11-07).

Eichenbaum. M och C. Evans (1995), ”Some Empirical Evidence on the Effects of Shocks to Monetary Policy on Exchange Rates”, Quarterly Journal of Economics, Volym 110, Issue 4, s. 975-1009, (hämtad 2021-11-09).

European Central Bank (2021), Swiss franc (CHF),

https://www.ecb.europa.eu/stats/policy_and_exchange_rates/euro_reference_exchange_rates/

html/eurofxref-graph-chf.en.html, (hämtad 2021-11-12) Eurostat (2021), HICP – Annual data,

https://ec.europa.eu/eurostat/databrowser/view/PRC_HICP_AIND_custom_1590384/default/t able?lang=en, (hämtad 2021-11-10).

Fama. E (1984), ”Forward and Spot Exchange Rates”, Journal of Monetary Economics, Volym 14, Issue 3, s.319-338, (hämtad 2021-12-01).

Federal Reserve Economic Data (FRED) (2021), Swiss Monetary Bas Aggregate, https://fred.stlouisfed.org/series/SNBMONTBASE, (hämtad 2021-11-22).

Feng. J och W. Tu (2009), ”An overview Study on Dornbusch Overshooting Hypothesis”, International Journal of Economics and Finance, Volym 1, Nr. 1, 110-116, (hämtad 2021-11- 16).

25

Graham. P (2015), ”Swiss franc jumps 30 percent after Swiss National Bank dumps euro ceiling”, Reuters, https://www.reuters.com/article/us-markets-franc-

idUSKBN016Y20150115, (hämtad 2021-11-14).

Gottfries, N. (2013), Macroeconomics, Palgrave, London.

Jordan J. T. (2016), ”The euro and Swiss monetary policy”, Tal från Europa Forum Lucerne, https://www.snb.ch/en/mmr/speeches/id/ref_20160502_tjn/source/ref_20160502_tjn-en.pdf, (hämtad 2021-11-06)

Kim, K., S-M Yoon och Y. Kim (2004), ”Herd behaviors in the stock and foregn exchange markets”, Physica A: Statistical Mechanics and its applications, Volym 341, 526-532, (hämtad 2021-11-28).

Kohlscheen. E (2014), ”The impact of monetary policy on the exchange rate: A high

frequency exchange rate puzzle in emerging economies”, Journal of International Money and Finance, Volym 44, 69-96, (hämtad 2021-11-12).

Lindé. J (2003), ”Monetary Policy Shocks and Business Cycle Fluctuations in a Small Open Economy: Sweden 1986-2002”, Sveriges Riksbank Working Paper Series, Nr. 153, (hämtad 2021-11-11).

Rogoff, K. (2002), ”Dornbusch´s Overshooting Model After Twenty-Five Years”, International Monetary Fund Working Papers, 02/39, (hämtad 2021-11-10).

Ruth, S. (2020), ”Shifts in monetary policy and exchange rate dynamics: Is Dornbusch´s overshooting hypothesos intact, after all?”, Journal of International Economics, Volym 126, 103344, (hämtad 2021-11-20).

Segal. T (2021), ”Forex Market: Who Trades Currencies and Why”, Investopedia, https://www.investopedia.com/articles/forex/11/who-trades-forex-and-why.asp, (hämtad 2021-11-10)

Sims. C (1992), ”Interpreting the macroeconomic time series facts: The effects of monetary policy”, European Economic Review Volume 36, 975-1000, (hämtad 2021-11-13).

Swiss National Bank (2021), Switzerland´s reserve assets – Section 1, Swiss National Bank (snb.ch), (hämtad 2021-12-11).

26

The World Bank (2021), Consumer Price index – Switzerland,

https://data.worldbank.org/indicator/FP.CPI.TOTL?end=2020&locations=CH&start=1994, (hämtad 2021-11-09).

Walsh. C (2011), ”Dornbusch overshooting model: A review”, Student Economic Review – Trinity Collage Dublin, Issue 2011, Economic Theory, (hämtad 2021-11-16).

Willems. T (2019), ”What Do Monetary Contractions Do? Evidence From Large,

Unanticipated Tightening”, International Monetary Fund Working Papers, 18/211, (hämtad 2021-11-27).

Zurbrügg. F. (2015), ”After the minimun exchange rate: new monetary policy challenges”, Tal från Money Market Event,

https://www.snb.ch/en/mmr/speeches/id/ref_20150326_zur/source/ref_20150326_zur.en.pdf, (hämtad 2021-11-14).

27

9. Appendix

Bilaga 1: Konsumentprisindex (KPI)

År Schweiz (2010=100) Euroområdet (2015=100)

2000 91.749 76.05

2001 92.657 77.83

2002 93.252 79.58

2003 93.848 81.24

2004 94.601 82.98

2005 95.71 84.79

2006 96.724 86.64

2007 97.432 88.49

2008 99.796 91.38

2009 99.316 91.65

2010 100 93.14

2011 100.231 95.66

2012 99.537 98.05

2013 99.321 99.38

2014 99.308 99.81

2015 98.172 100

2016 97.745 100.23

2017 98.267 101.78

2018 99.187 103.56

2019 99.547 104.80

Källa: Världsbanken, Eurostat, FRED

28

Bilaga 2: Cyklisk prisavvikelse (KPI) – Schweiz 20015-2019

År KPI Linjär trend Cyklisk

prisavvikelse¹⁴

2015 98.172 99.336 -1.164001

2016 97.745 99.7025 -1.957497

2017 98.267 100.069 -1.802002

2018 99.187 100.4355 -1.248505

2019 99.547 100.802 -1.255005

Den cykliska prisavvikelsens standardavvikelse beräknas sedermera med hjälp av Stata.

Observera att standardavvikelsen multipliceras med två för att representera den potentiella underskattningen av chockens effekt på prisnivån.

Bilaga 3: Standardavvikelsen av den cykliska prisavvikelsen, Schweiz 2015-2019

T-testberäkningar:

I samtliga fall är 0.9816 växelkursvärdet per den 23e januari 2015, vilket definierar avslutet på den initiala apprecieringen.

Period 1 (15e jan. 2016 – 1a jan. 2020):

0.9816 − 1.1171

0.0129219 = −10.49 Vid känslighetsanalys:

0.9816 − 1.1171

0.0456366 = −3.80 Period 2 (15e jan. 2016 – 11e nov. 2021):

0.9816 − 1.1045

0.0129219 = −9.51

14 Definierad som (KPI – Linjär trend).

Variables Obs Mean Std.

Dev. Min Max p1 p99 Skew. Kurt.

Cyklisk prisavvikelse 5 -1.485 .366 -1.957 -1.164 -1.957 -1.164 -.446 1.331

29 Vid känslighetsanalys:

0.9816 − 1.1045

0.0356366 = −3.45

Period 3 (16e feb. 2017):

Vid känslighetsanalys:

0.9816 − 1.0647

0.0356366 − 2.33

Där 1.0647 i båda fallen är växelkursvärdet den 16e februari 2017.

Period 4 (14e maj 2020):

Vid känslighetsanalys:

0.9816 − 1.0512

0.0356366 = −1.95

Där 1.0512 i båda fallen är växelkursvärdet den 14e maj 2020.