sou · GPB362d3 · 2002-01-01 00:00:00 — För det andra, nns det goda skäl att anta att de europeiska ekonomierna blir allt mer samman ätade, och som resultat av detta kan synkroniseringen av konjunkturen öka över tiden. Om detta blir fallet måste samvariationen i de ekonomiska störningarna öka över tiden. Sam- tidigt hävdas i litteraturen att framförallt utbudstörningar kommer att bli mer asymmetriska eftersom ökad integration kommer att leda till en högre grad av industriell specialisering. I detta avsnitt undersöks om konjunkturen i , , och samvarierar med den internationella konjunkturen och om denna samvariation ändrats över tiden. För att undersöka dessa frågor presen- teras skattningar av två gemensamma konjunkturkomponenter: en eu- ropeisk konjunktur och en icke europeisk konjunktur. Den förstnämnda komponenten utgörs av den gemensamma konjunkturen i EU länderna, medan den sistnämnda består av den gemensamma komponenten för konjunkturerna i , och . Det nns ett ertal olika sätt att dekomponera en tidserie i en ge- mensam och en speci k komponent. Några exempel ur litteraturen är icke observerbara komponenter (, och (1992), , Head och Raynauld (1997) och (1997)), gemensamma trender och gemensamma cykler (och (1993)) eller dyna- miska faktor modeller (Norrbin och Schlagenhauf (1996)). Den viktigaste nackdelen med dessa metoder är att de kräver identi erande restriktioner eller antaganden om beteendet hos den gemensamma komponenten. Det- ta kan medföra att resultaten är beroende av vilken metod som används, dvs av vilka antaganden som görs för att separera de två komponenterna. Vi väljer här att följa den ansats som föreslagits av Lumsdaine och Prasad (1999) för att studera den internationella konjunkturen och som också används av (2000) för att studera nskt och svenskt kon- junkturbeteende. Den dekomponering vi använder är oberoende av vilka underliggande antaganden som görs om den gemensamma komponen- ten och dess relation till den landspeci ka delen. Dessutom tillåts, som redan nämnts ovan, de vikter som anger hur stort in ytande ett lands konjunktur har på den gemensamma komponenten variera över tiden. Metoden förklaras mer i detalj i Appendix 3.A. För att beräkna de europeiska och icke europeiska gemensamma kon- junkturkomponenterna använder vi månadsobservationer på industripro- duktion för 16 länder (, , , , , , , , , , , Stor- , , , och ) . Den europeiska konjunkturen beräknas med hjälp av industriproduktionen i 13 av de 15 EU länderna, eftersom må- nadsdata inte nns tillgängligt för och för hela perioden 1997. (Både den irländska och den danska serien startar .) Eftersom både och är relativt små i förhållande till de stora EU länderna, kommer inte resultaten att påverkas i någon större omfattning av att vi utesluter dessa två länder. Den internationel- la konjunkturen för länderna utanför EU baseras på tre länder: , och . Vi använder industriproduktion som mått på konjunk- turen eftersom den till skillnad från BNP nns tillgänglig på månadsbasis för en lång sammanhållen period för de esta länderna och eftersom vår ekonometriska metod för att beräkna de gemensamma konjunkturkom- ponenterna kräver ett stort antal observationer. Alla data hämtas från IFS CD förutom industriproduktionen för som hämtas från . Innan vi startar vår empiriska analys måste vi extrahera den cykliska komponenten (konjunkturen) från industriproduktionen.20 och King (1999) har presenterat en ny metod, det så kallade band- pass ltret, som isolerar den cykliska komponenten i en tidserie. Dettalter kan appliceras för att extrahera uktuationer på en viss bestämd frekvens i den dataserie som analyseras. I vår tillämpning vill vi isole- ra den cykliska komponenten i industriproduktionen på de frekvenser som motsvarar konjunkturen. Vi använder den de nition av konjunk- turer som föreslagits av Burns och (1946). Denna anger att konjunkturen de nieras som återkommande men inte strikt periodiskauktuationer i den ekonomiska aktiviteten med en längd på där den genomsnittliga längden varierar över tiden. I vår empiris- ka tillämpning extraheras alla uktuationer i industriproduktionen för respektive land som har frekvenser mellan dvs mel- lan 11 21 Den resulterande trendrensade industriproduktionen 20I den empiriska analysen används den naturliga logaritmen för industriproduk- tionen. 21Vi använder ett tvåsidigt lter lter för att extrahera alla uktuationer i industri- produktionen för respektive land som har frekvenser mellan dvs Konjunkturcykeln och asymmetriska störningar används sedan för att beräkna de två gemensamma konjunkturkompo- nenterna med hjälp av den metod som beskrivs i Appendix 3.A.22 I gur 3.1 visas den beräknade europeiska konjunkturen och konjunk- turerna i , , och . Motsvarande grafer för den icke europeiska konjunkturcykeln visas i gur 3.2. Vid en jämförelse av de två graferna nner vi att konjunkturerna i de fyra länderna i all- mänhet visar en högre samvariation med den europeiska konjunkturen jämfört med den icke europeiska. Irländsk, spansk och svensk konjunk- tur är i högre grad än den nska symmetrisk mot den europeiska cykeln. Nedgången i den europeiska konjunkturen talet sam- manfaller med nedgångar på och i . För och Sve- rige inföll en inhemsk konjunkturnedgång något eller . Figur 3.2, som beskriver den icke europeiska komjunkturen tillsam- mans med konjunkturerna i , , och , visar att de kraftiga recessionerna som inträ ade 1974 och 1983 i de icke europeiska länderna , och inte förorsakade samma tydliga nedgång i konjunkturen i de fyra EU länderna. Den första olje- prisstörningen som drabbade världsekonomin talet och orsakade en djup recession påverkade inte de fyra europeiska länderna lika mycket. I kom nedgången . De nska och spanska konjunkturerna föll med den icke europeiska cykeln, men fallet var inte alls lika stort. Däremot uppvisar de fyra länderna samma beteende under den senare recessionen som inträ ade 1983, men precis som för den tidigare händelsen, föll inte konjunkturen lika mycket som i de tre icke europeiska länderna. För att undersöka hur samvariationen ändras över tiden sätter vi upp ett ekvationssystem för samtliga 17 länder vi studerar. Den beroende va- riabeln är inhemsk konjunktur och förklaras av en och de två gemensamma konjunkturkomponenterna. Detta innebär i praktiken att vi delar in konjunkturen i varje land i tre delar: de delar som förklaras av respektive internationell komponent och en landspeci k konjunkturkom- ponent. Vi delar också in observationerna i tioårsperioder för att tillåta När vi använder detta lter förloras observationer i båda ändarna av observationsområdet. Därför används prognoser baserade på en 12:te ordningens univariat autoregressiv modell för att förlänga observationsområdet före ltreringen. Samma metodik används av Stock och (1999) i deras studie av den ameri- kanska konjunkturen. I den följande empiriska analysen spelar det ingen roll om vi också inkluderar uktuationer på frekvenser . De huvudsakliga slutsatserna är oförändrade. 22Vi har experimenterat med alternativa modellspeci kationer. Våra empiriska re- sultat påverkas inte i någon större utsträckning då vi använder dessa alternativa metoder för att beräkna de gemensamma konjunkturerna. Figur 3.1: Europeisk konjunktur och konjunkturerna i , , och . en jämförelse av det internationella beroendet under olika tidsepoker. Detta medför att vi skattar följande modell för varje land i; + ¯ d zEU + ¯ ¯i4d4ztEU + ¯i5d1ztNEU + ¯i6d2ztNEU + där dummy variablerna di är lika med ett för tidsperioden j och noll i Notera att storleken på faktorladdningen, ¯ij, enbart kan tolkas som den relativa betydelsen av de två internationella konjunkturkom- ponenterna för land i, det vill säga, vi kan inte göra jämförelser mel- lan länderna för att exempelvis besvara frågan vilket land som är mest beroende av en av de två gemensamma komponenterna. Konjunkturcykeln och asymmetriska störningar Figur 3.2: Världskonjunkturen och konjunkturerna i , , och . faktorladdningarnas storlek jämföras för varje land och för respektive gemensam komponent. Resultaten för , och ba- seras på skattningar där endast 16 länder ingår, dvs vi utesluter i denna skattning. Resultaten av skattningarna av ekvation (3.1) för de fyra länder vi studerar här redovisas i tabell 3.1. Från dessa resultat kan vi dra slut- satsen att de fyra ländernas konjunkturberoende ändrats relativt mycket över tiden och att det inte nns några tydliga gemensamma drag i dessa förändringar. För nsk konjunktur nner vi att den blivit mer bero- ende av den icke europeiska konjunkturen över tiden, ett resultat som också kan skönjas i gurerna 3.1 och 3.2. talen är de faktorladdningar som beskriver den nska konjunkturens beroen- de av den icke europeiska negativa och statistiskt signi kant skilt från noll på 10 procentsnivån medan de blir positiva talen. har den nska konjunkturens beroende av den europe- iska minskat talet och är inte signi kant skilt från noll talet. Nästan motsatt resultat får vi för . Den europeiska konjunkturens betydelse har ökat talet då irländsk konjunk- tur var asymmetrisk. Den icke europeiska konjunkturens in ytande har minskat något men är fortfarande relativt hög efter en temporär minsk- ning talet. Spansk konjunktur har precis som den irländska blivit mer beroende av den europeiska men är relativt oberoende av den icke europeiska . Faktorladdningarna för den icke europeiska konjunkturen är inte statistiskt skiljda från noll för de senaste tre årtionden. Svensk konjunktur däremot har talet blivit något mindre beroende av europeisk och mer beroende av icke europeisk. Vi har också utfört empiriska test av hypotesen att faktor- laddningarna är lika mellan olika delperioder för varje land. Dessa test visar att vi i allmänhet kan förkasta hypotesen både för den europeiska och den icke europeiska konjunkturen för samtliga fyra länder. Dessa resultat kan tolkas som ett stöd för att den europeiska in- tegrationen inom EU ökat över tiden. Den ökande integrationen exem- pelvis genom bildandet av den gemensamma marknaden har medfört att irländsk och spansk konjunktur blivit mer synkroniserad med den europeiska konjunkturen. För och , som anslöts till EU 1995, nner vi att den europeiska konjunkturens in ytande tenderar att minska något medan den icke europeiska in uensen ökar. Detta är över- raskande eftersom dessa länder borde ha integrerats med EU redan före inträdet 1995 pga förhandsavtal med EU. drabbades dessa två länder av bank och valutakriser ungefär talet medan EU ländernas nedgång började . Detta har för- modligen bidragit till en mer asymmetrisk utveckling av de nska och svenska konjunkturerna. Utlandsberoendet under vår skattningsperiod är också relativt hög. Förklaringsgraden är högre än för alla fyra länderna. Svensk konjunktur är den mest utlandsberoende, medan den irländska är minst beroende. Vår slutsats blir därför att en stor del av konjunkturvaria- tionen i industriproduktionen i de fyra länder vi studerar förklaras av externa faktorer. (2000) rapporterar också resultat för andra europeiska län- der. Han nner att för och , två andra små öppna eko- nomier, har den europeiska konjunkturen ett starkt in ytande, medan in uensen från den icke europeiska konjunkturen tenderar att minska Konjunkturcykeln och asymmetriska störningar Liknande resultat erhålls också för andra europeiska länder förutom för talet då det europeiska in ytan- det minskade medan det icke europeiska ökade. Dessa resultat stöder också hypotesen att den europeiska integrationen medfört en högre grad av symmetri i konjunkturen. Om resultaten i det förra avsnittet är robusta, bör de strukturella stör- ningarna i och vara mer symmetriska med de europeiska störningarna än i och eller också har den ekonomiska strukturen blivit allt mer symmetrisk. För att undersöka dessa frågor ställer vi i detta avsnitt upp en empirisk modell som gör det möjligt att mäta hur de strukturella banden mellan den europeiska ekonomin och de fyra EU länderna , , och ändrats över tiden. Vi speci cerar en så kallad vektor-autoregressiv modell (VAR) för varje land (, , och ), där vi explicit inklu- derar europeiska störningar. Analysen följer den övriga internationella litteraturen genom att vi använder liknande empiriska metoder men den avviker från de esta andra studier genom att strukturella kopplingar mellan de olika länderna modelleras explicit. Vi använder samma mo- dell som tidigare utnyttjats av och (1999b) för att studera samvariationen i strukturella störningar. Den ekonometriska mo- dellen inkluderar fyra variabler, produktion och in ation för och respektive land. Vi använder kvartalsvisa observationer för att kunna inkludera i den empiriska analysen och eftersom vår metod till skillnad från den empiriska analysen i förra avsnittet inte är lika känslig för antalet observationer. Vår studie avviker också från tidigare litteratur genom att den eu- ropeiska produktionen och in ationen mäts som ett genomsnitt för de fyra största europeiska länderna , , och . och använde enbart data för , precis som ertalet tidigare studier, som en approximation av europeisk produktion och in ation. Det är troligt att det mått som används här på ett bättre sätt fångar upp produktion och in ation inom EU jämfört med om vi bara använder data för . I likhet med och inkluderas även den procentuella förändringen i oljepriser som en exogen variabel, så att skattningarna av de ekonomiska störningar- na betingas på förekomsten av oljeprischocker. De dataserier vi använder (industriproduktion och in ation mätt som procentuell förändring i kon- Tabell 3.1: Den internationella konjunkturens in ytande på konjunktur- variationer i , , och under olika delperio- der. Not: Standardfel visas i paranteser under varje parameter. Ekvations- systemet (3.1) skattas med hjälp av metoden Seemingly Unrelated Regressions (SUR). sumentprisindex) har hämtats från IFS CD förutom oljepriset som hämtats från Citibase databas. I modellen nns fyra typer av störningar: två utbudsstörningar (en europeisk och en landspeci k) som ger bestående e ekter på industri- produktion men övergående e ekter på in ationen och två efterfråge- störningar (en europeisk och en landspeci k) som enbart ger övergående e ekter på variablerna i vår modell. För att ta hänsyn till att de fy- ra största europeiska länderna är större än de fyra länderna som ingår i undersökningen, lägger vi på restriktionen att den landspeci ka ut- budstörningen inte kan ge bestående e ekter på europeisk produktion. Dessutom antar vi att den landspeci ka efterfrågestörningen påverkar europeisk in ation med en tidsfördröjning på en period. Detta anta- gande krävs för att separera e ekter av de två efterfrågestörningarna. Genom att utnyttja skattningar av de ekonometriska modellerna under Konjunkturcykeln och asymmetriska störningar dessa två restriktioner, kan vi identi era de fyra störningarna. En mer detaljerad beskrivning av den empiriska metoden nns i Appendix 3.B. Vi undersöker i vilken omfattning som europeiska störningar påverkar inhemsk industriproduktion och in ation under två icke överlappande tidsperioder: 1960 1982 och 1983 1998. Varje val av delperioder är na- turligtvis godtycklig. Vi väljer här att göra denna uppdelning för samt- liga länder så att det nns ett tillräckligt stort antal observationer i varje tidsperiod. De länder som ingår i studien representerar en stor variation vad gäller utrikeshandel och växelkurskoppling till övriga Eu- ropa, industristruktur och tid som de varit medlem i EU. Med eventuellt undantag för , är de fyra länderna små i förhållande till de fy- ra stora europeiska ekonomierna. Vår hypotes är att storleken på den skattade samvariationen av strukturella störningar mellan de europeiska länderna och spridningen av europeiska störningar till varje land bestäms av graden av ekonomisk integration. Ekonomisk integration både genom utrikeshandeln och nansiella relationer kan i sin tur bero på hur länge landet har varit medlem i EU. Under den första delperioden borde vi i så fall observera skillnader i hur europeiska störningar sprids till och . För den senare perioden borde motsvarande skillnader uppstå mellan de nya medlemmarna och och de länder som blev medlemmar tidigare. För att undersöka e ekten av europeiska störningar på de fyra länder- nas ekonomi presenteras dess relativa betydelse för industriproduktion och in ation i varje land för de två delperioderna. Ett sätt att mäta detta beroende är att använda den empiriska modellen för att beräkna prognoser för produktion och in ation. Variansen i de prognosfel som görs för varje prognoshorisont delas sedan in i två delar: den del som orsakas av europeiska störningar och den del som orsakas av inhemska störningar. På detta vis besvaras frågan vilken typ av störningar som förklarar störst andel av inhemsk produktion och in ation. Resultaten från denna variansdekomponeringen, redovisas i tabellerna 3.2 och 3.3. I tabell 3.2 visas hur stor andel av inhemska produktions uktuationer som orsakas av europeiska störningar (utbudstörningar plus efterfråge- störningar), utbudstörningar (inhemska plus utländska) och efterfråge- störningar (inhemska plus utländska) för olika tidshorisonter. Notera att utbudstörningar förklarar alla uktuationer i industriproduktionen på lång sikt. Detta är ett antagande i modellen.23 För och som varit medlemmar i och vars konjunkturer blivit 23Detta antagande kan testas empiriskt inom ramen för vår modell. Våra resultat visar att vi inte kan förkasta detta antagande. mer synkroniserade med den europeiska, nner vi en ökande betydelse av europeiska störningar. I det irländska fallet noteras en mycket kraftig ökning av de europeiska störningarnas in ytande över tiden. Exempelvis, horisont ökar förklaringsgraden från till . På längre tidshorisonter minskar de europeiska störningarnas betydelse och är på lång sikt lägre under den andra delperioden (jämfört ). En annan notabel skillnad mellan de två delperioderna är att utbud- störningarnas betydelse minskat . Under den första delperioden är utbudstörningarna mycket mer betydelsefulla för produktionen på kort sikt jämfört med den senare delperioden. Enligt tabell 3.2 har industriproduktionen i den spanska ekonomin varit mycket beroende av de europeiska störningarna under båda del- perioderna, av prognosfelsvariansen i produktionen förklaras av utländska störningar. Vid en jämförelse av punktskattningarna no- teras också en svag ökning i de europeiska störningarnas in ytande på spansk ekonomi. På korta tidshorisonter är ökningen marginell medan de europeiska störningarnas in ytande ökat med mer än 20 procenten- heter på lång sikt. Dessa resultat för och är i linje med slutsatsen i förra avsnittet att konjunkturen i dessa två länder blivit mer symmetrisk med den europeiska cykeln. För och erhåller vi likartade resultat. I den nska eko- nomin förklaras av industriproduktionen av de europeiska störning- arna under den första delperioden medan förklaras . På lång sikt har andelen av nsk produk- tion som förklaras av europeiska störningar minskat till respektive . Den svenska industriproduktionen är mer beroende av europeiska störningar både . förklaras under båda delperioderna. Denna andel faller till respektive på lång sikt för de två delperioderna. En annan skillnad mellan och är att utbudstörningarna i allmänhet förklarar störst andel av industriproduktionen under den första delperioden i och un- der den senare delperioden i . I dessa avseenden sammanfaller resultaten för och där efterfrågestörningarna är mer be- tydelsefulla medan motsatta resultat erhålls för och . I tabell 3.3, som visar andelen av in ationen i de fyra länderna som förklaras av europeiska störningar, utbuds och efterfrågestörningar, n- ner vi inte lika stora skillnader mellan länderna. De europeiska störning- arna förklarar en större andel av irländsk in ation än i de övriga tre län- derna. , och under den första delperioden, förklaras strax Konjunkturcykeln och asymmetriska störningar Tabell 3.2: Andel av prognosfelsvarians i industriproduktionen som för- av olika typer av störningar i procent. Not: I kolumnen EU anges andelen av inhemsk industriproduktion som förklaras av summan av europeiska utbuds och efterfrågestörningar, ko- lumnen utbud anger andelen som förklaras av utländska och inhemska utbudsstörningar medan kolumnen efterfrågan anger andelen som för- av utländska och inhemska efterfrågestörningar. över hälften av irländsk in ation medan motsvarande andelar är för , för och för . Dessa resultat är oföränd- rade för de senare tre länderna under den andra delperioden medan de externa in uenserna sjunker något för . Vid en jämförelse mellan de andelar av in ationen som förklaras av utbuds repsektive efterfråge- störningar under de båda delperioderna nner vi att de förras betydelse ökar för , och , medan de minskar för . På mycket kort sikt dominerar efterfrågestörningarna som förklaringsfaktor för in ationen medan utbudstörningar blir mer betydelsefulla på . Jämfört med industriproduktionen förklarar efterfrågestörningarna en större andel av in ationen. Dessa resultat är väntade eftersom det är troligt att en ökad efterfrågan, exempelvis, antingen från utlandet eller inom landet ger en relativt omedelbar e ekt på prisnivån och därmed in-ationen medan utbudstörningar som exempelvis en ökad produktivitet inte slår igenom på in ationen. Resultaten från denna analys sammanfaller i stort sett med de re- sultat som tidigare rapporterats av och (1999b). I deras jämförelse mellan de europeiska länderna visas att en stor andel av de ursprungliga EU ländernas industriproduktion och in ation för- av tyska störningar och att dessa andelar tenderar att öka över tiden. Deras tolkning är att den ekonomiska integrationen pågått för EU:s kärnländer vilket medfört att banden med tysk ekonomi förstärkts över tiden. De resultat vi presenterat i detta avsnitt är konsistenta med denna slutsats. noterar vi att som varit medlem i EU inte utsätts för europeiska störningar i lika stor utsträckning som som varit medlem och som blev medlem 1995. I detta kapitel har vi argumenterat för att kostnaderna och intäkterna av ett medlemskap i en ekonomisk union inte kan utvärderas enbart ge- nom att studera historiska data utan att ta hänsyn till förändringar i ekonomisk integration. Eftersom ett av de mer centrala inslagen i EU är att öka graden av integration mellan medlemsländerna borde såväl kon- junkturen som spridningen av ekonomiska störningarna mellan länderna påverkas så att symmetrin ökar över tiden i takt med att integrationen fortgår. Om detta inträ ar kommer kostnaderna för ett medlemskap och därigenom avsaknaden av en nationell penningpolitik att bli lägre. Vår empiriska analys visar att den irländska och spanska konjunktu- Konjunkturcykeln och asymmetriska störningar Tabell 3.3: Andel av prognosfelsvarians i in ationen som förklaras av olika typer av störningar i procent. Not: I kolumnen EU anges andelen av inhemsk in ation som förklaras av summan av europeiska utbuds och efterfrågestörningar, kolumnen utbud anger andelen som förklaras av utländska och inhemska utbuds- störningar medan kolumnen efterfrågan anger andelen som förklaras av utländska och inhemska efterfrågestörningar. ren är relativt synkroniserad med den europeiska konjunkturen och att denna synkronisering ökat talet. har beroendet av konjunkturen utanför EU minskat. och uppvisar ett annat beteende. Finsk konjunktur har blivit mindre synkroniserad med europeisk och mer synkroniserad med konjunkturen utanför EU. Den svenska konjunkturen har varit starkt syn- kroniserad med den europeiska men denna symmetri har avtagit talet. Precis som för har den svenska konjunkturen blivit mer synkroniserad med den icke europeiska. Dessa resultat kan tyda på att den europeiska integrationen förändrat konjunkturförloppet mot en ökande synkronisering.