sou · GSB3105d2 · 2005-01-01 00:00:00 — Den faktiska inflationens förlopp över tiden bestäms i en särskild stokastisk simuleringsmodell (som redo- visas i det följande). 3.Den nominella räntan är summan av (1) och (2). 4.Marknadsvärdets förändring bestäms av årets för- ändring i (3), med ombytt tecken, multiplicerat med obliga- tionsstockens återstående löptid mätt i antal år.20 5.Den totala avkastningen är summan av (3) och (4). 6.Den reala avkastningen är (5) minus den faktiska inflationen (se vidare nedan). Inflationen är, liksom sysselsättningen, en målvariabel för den eko- nomiska politiken, men påverkas i hög grad också av omständig- heter som ligger utanför politikens omedelbara kontroll. För när- varande har ett inflationsmål på , med en tillåten variation på en procentenhet uppåt och nedåt. har detta mål upprätthållits väl och den årliga infla- tionen har ofta legat i underkant av (och ibland nedanför) det mål- satta intervallet. Förutsatt att inflationsmålet på kommer att ligga fast och att det också kommer att kunna hållas ganska väl, skulle man modellmässigt kunna bestämma inflationen It t på följande sätt (i procent): It = 2 + et kapitalförluster som uppstår. Även i efterhand brukar dock en viss riskpremie realiseras, som beror på riskaversion, dvs. att placerarna kräver en riskpremie som är större än de förväntade kapitalförlusterna. För utländska obligationer kan på samma sätt krävas en högre ränta som täcker valutakursrisker. Här antas i princip att dessa riskpremier, liksom inflationsrisk- premien, är konstanta. För aktier spelar riskpremier en viktig roll i kalkylerna (se vidare nedan). 20 Vt = a ( Nt Nt 1) där a är den antagna återstående löptiden (antal år) och Nt är den nominella räntan år t. Den ökning i marknadsvärdet för diskonteringspapper (där räntan helt eller delvis erhålls genom att pappret emitteras till underkurs), som enbart beror på att inlösentidpunkten kommit närmare, behandlas som ränta, punkt (3). I verkligheten sker marknadsvärdenas bestämning på ett mer komplicerat sätt än vad som här finns anled- ning att gå in på. där et är en normalfördelad slumpterm21 med medelvärdet 0 och en standardavvikelse på . Med ett sådant samband skulle den årliga inflationen under av åren ligga inom det målsatta intervallet . Mot bakgrund av den ekonomiska historien kan en sådan infla- tion te sig både osannolikt låg och osannolikt stabil under simu- leringsperiod som är lång: –1959 var genomsnittsinflationen låg men uppvisade kraftiga årliga variationer. var infla- tionen långt på grund av världspolitiska händelser – utbrott respektive . Perioden kännetecknades av nästan kontinuerliga prisfall – deflation – på sammanlagt . Rekordår var 1921 och 1922 med en deflation på . har inflationen varit och det har knappt förekommit några perioder med deflation. Både utmärktes dock av högre inflation, betyd- ligt . Variationerna var dock mycket mindre än –1959 – standardavvikelsen för åren 1960–2003 var bara ungefär hälften så stor – men det är ändå långt kvar ned till en standardavvikelse på . Ett av skälen till att inflationens variabilitet varit lägre jämfört med i äldre tider kan vara att konsum- tionen i större utsträckning numera består av tjänster. Tjänste- priserna är mer trögrörliga än varupriserna, de senare är känsligare för internationella kriser och för konjunkturbetingade variationer i lagerhållning. Tjänstepriserna bestäms i hög grad av den inhemska löneutvecklingen. En framtida återgång till högre varuandel i konsumtionen är inte trolig. En rimlig övre gräns för inflationens variabilitet skulle kunna vara den som rådde perioden –2003, då standardavvikelsen var 21 Beträffande normalfördelningen, se avsnitt 4.2.2. Det vore dock enligt utredningens mening att tillmäta den nuvarande svenska penningpolitiska regimen en låg trovärdighet (eller kort varaktighet) om det medeltal och den varia- bilitet som inflationen hade perioden –2003 skulle användas i utredningens simuleringsmodell. Å andra sidan avser UTÖ- modellens simuleringar förlopp , en mycket än 1960–2003. kan mycket komma att förändras. Som en kompromiss har utredningen valt att låta den genom- snittliga inflationen i UTÖ-modellen uppgå till (dvs. det aktuella inflationsmålet) som inflationens stan- dardavvikelse i relation till medeltalet blir samma som –2003. Detta antagande skulle ge en standardavvikelse på . Vid bestämningen av inflationen behöver man dock på samma sätt som för sysselsättningen beakta att de årliga inflationstalen är tidsmässigt beroende av varandra. med hög inflation tenderar att följas av ett ytterligare år med hög inflation, och vice versa. Detta beror på att de bakomliggande ekonomiska förloppen sträcker sig . Ett nytt år startar inte med tomt pappers- ark. Däremot är det knappast befogat att – till skillnad mot i syssel- sättningssambandet – bygga in en mean reversion-mekanism. Priser är nominella storheter, och det finns inga reala restriktioner för deras nivå uppåt eller nedåt. Inte ens efter en hyperinflation eller en hyperdeflation finns det något som säger att priserna skulle återvända till ursprungsnivån, innan en utveckling med mer nor- mala inflationstal tar vid. Inflation är mer att likna vid ett byte av valuta. Den inflationsmodell22 som utredningen använt är: (4.5) It = 2,0 + 0,7360 (It 1 2,0) + et där It 1 är inflationen föregående år. Koefficienten 0,7360 innebär ett kraftigt tidsmässigt beroende. Innebörden är att en extra infla- tion på tenderar att följas av en extra infla- tion på . Tillägg av fler tidsförskjutna värden gav inget signifikant tillskott till ekvationens förklaringsförmåga. Standardavvikelsen för slumptermen blir med modell (4.5) ovan i stället för 1,3. Genom att tillföra en variabel som utgörs av föregående års inflation har alltså en stor del av det synbara slumpinflytandet kunnat förklaras. Att slumptermen antas vara normalfördelad är en vanlig approxi- mation av verkligheten. Sannolikheterna för avvikelser uppåt och nedåt är med en normalfördelning symmetriska. Möjligen vore det mer realistiskt att använda en sned sannolikhetsfördelning, där sannolikheten för stora negativa avvikelser är mindre än sannolik- heten för positiva avvikelser av numeriskt samma storlek. Ett motiv för detta vore att priserna kan antas vara trögrörligare nedåt än uppåt. En sådan modifikation av modellen har dock bedömts vara av begränsat värde. Valet av sannolikhetsfördelning är under alla omständigheter subjektivt. Det kan nämnas att simuleringar av inflationen ger negativ infla- tion (dvs. deflation) under av åren. Inflations- målets intervall 1–under- eller överskrids av de simulerade åren. Att det sker så pass ofta är en direkt konsekvens av att inflationens standardavvikelse i relation till medeltalet antagits bli samma som –2003. 22 Ekvationen har konstruerats på följande sätt. För den historiska utvecklingen –2003 har beräknats inflationens avvikelser från medeltalet, dvs. It – 5,6. Dessa avvikelser har multiplicerats med 0,36 – relationen mellan inflationsmålet på och det registrerade medeltalet 5,6 –2002. Detta är den angivna kompromissen och resul- tatet kallas it : it = 0,36 (It 5,6) = 0,36 It 2,0 . Denna variabel har den önskade standard- avvikelsen ; 0,36 gånger 3,6. För att beakta det tidsmässiga beroendet har följande ekvation skattats: it = 0,7360 it 1 + et (7,13) med standardavvikelsen 0,871. Eftersom modellens förväntade inflation skall vara modifieras ekvationen till: It = 2,0 + 0,7360 (It 1 2,0) + et . En betydande del av buffertfonden placeras i börsaktier. I detta av- snitt beskrivs hur aktieavkastningen skrivs fram i UTÖ-modellen. På samma sätt som i de föregående avsnitten om sysselsätt- ningen och obligationsavkastningen sammanfattas först utred- ningens slutsatser om lämpliga antaganden. Därefter utvecklas motiven för modellantagandena mer i detalj tillsammans med till- gängligt empiriskt underlag. 4.4.1Antaganden om aktieavkastningen i UTÖ-modellen Den reala avkastningen på börsaktier antas i UTÖ-modellen vara . Avkastningen utgör summan av direktavkast- ning (utdelningar till aktieägare) och real tillväxt i marknads- värdena. Den antagna realavkastningen är klart lägre än de dryga som uppnåddes –2003 och mindre än hälften av avkastningen under de senaste tre decen- nierna. Bakom det relativt låga avkastningsantagandet ligger att utred- ningen förutsätter en lägre riskpremie än den historiskt realiserade. Den förväntade riskpremien är den extra avkastning som invest- erare tror sig få vid placeringar på aktiemarknaden jämfört med avkastningen på placeringar utan kreditrisk, t.ex. statsobligationer. Riskpremien antas vara utöver det reala avkast- ningskravet på statsobligationer. Det sistnämnda har enligt avsnitt 4.3 långsiktigt antagits vara . –2003 realiserades en skillnad i avkastning på mellan aktier och obligationer. Mycket talar för att den höga aktieavkastningen var resultat av mer gynnsamma betingelser för världsekonomin än för- väntat. Det finns dessutom skäl att tro att avkastningskraven på aktieplaceringar har minskat under loppet av . Risktagandet för den som placerar i aktier har reducerats av att utbudet av aktier blivit alltmer diversifierat, det har tillkommit nya placeringsalternativ i form av aktiefonder och de administrativa kostnaderna i samband med aktiehandel har långsiktigt varit sjunkande. Under den av världskrig och andra olyckor drabbade perioden –1950 var aktieavkastningen lägre än de avkastningskrav placerarna ställde vid slut. Den realiserade aktieavkastningen var t.o.m. lägre än obligationsavkastningen. Den reala aktieavkastningen varierar mycket kraftigt år . Den ackumulerade avkastningen kan under ganska långa perioder avvika från den trend som råder på mycket lång sikt. Detta har inte minst iakttagits under . För att kunna simulera olika tidsförlopp för den årliga aktieavkastningen – inom den restriktion som det långsiktiga antagande lägger – har utred- ningen skattat ett stokastiskt samband, där den ackumulerade reala avkastningens avvikelse (i logaritmiska tal) från den antagna lång- siktiga trenden beror på avvikelserna under de närmast föregående två åren och en normalfördelad slumpterm: log wt = 1,0580 log wt 1 0,2176 log wt 2 + et där wt är den ackumulerade realavkastningens avvikelse från tren- den och et är en normalfördelad slumpterm med en standardav- vikelse på . Det summerade inflytandet av de tidsförskjutna avvikelserna är mindre än ett (0,84). Detta innebär att sambandet innefattar mean reversion, vilket betyder att om avkastningen genom slumptermen et avviker från lång- siktiga trenden återvänder den ackumulerade avkastningen ändå till slut till denna. 4.4.2Analys och empirisk bakgrund Aktier har i motsats till obligationer inget bestämt framtida in- lösenvärde och ingen på förhand utlovad avkastning. Aktieköparna försöker kompensera sig för denna större osäkerhet genom högre krav på förväntad avkastning, en riskpremie. Begreppet riskpremie grundar sig teoretiskt på att placerare antas ha vad som brukar kallas riskaversion. Den negativa upplevelsen av att eventuellt för- lora ett visst belopp uppvägs inte helt av den positiva upplevelsen av att man lika väl kan komma att tjäna ett lika stort belopp. Om sannolikheten för att förlora en summa pengar är lika stor som sannolikheten att vinna samma summa, föredrar placeraren ett alternativ som ger ett säkert nollresultat. Först om den förväntade vinsten av en osäker placering överstiger vinsten av den säkra med viss marginal – riskpremien – görs placeringen. Finansmarknadsexperterna är oense om hur hög den förväntade riskpremien just nu är hos aktörerna på aktiemarknaden. Det är även omdiskuterat hur hög den har varit historiskt. Man kan alltid i efterhand mäta den realiserade riskpremien genom att beräkna skill- naden mellan uppnådd aktieavkastning och en säker avkastning räknat från en viss historisk tidpunkt. Men det är svårt att ta reda på vad kravet på riskpremie var . Den kan ha varit både lägre och högre än den realiserade. Många anser att den höga aktieavkastning som uppnåtts i de västliga marknadseko- nomierna varit högre än vad som då för- väntades. finns det experter som hävdar att de långsiktiga förväntningar som råder nu kan vara ännu lägre. Några skäl till detta kommer att nämnas i det följande. Aktieavkastning i historiskt perspektiv Den reala avkastningen på svenska börsaktier –2003 har beräknats till per år.23 Dessa beräkningar förutsätter att erhållna utdelningar löpande återinvesteras på börsen. Avkastningstalen omfattar alltså både direktavkastning och kurstillväxt. Den årliga variationen i avkastningen – volatiliteten med finansekonomiskt språkbruk – har varit synnerligen stor. Som framgår av diagram 4.8 har den reala avkastningen under åtskilliga år varit högre än som den under många andra år varit negativ på . Ofta brukar sägas att en är så pass lång att man kan räkna med en någorlunda stabil aktieavkastning. Men i aktie- sammanhang är en ganska . Under de åtta 10-års- perioder som gått har den svenska börsens realav- kastning varierat mellan : –2003 var den genomsnittliga realavkast- ningen , eller nästan dubbelt så hög som 23 Den viktigaste källan till långa serier av avkastningsberäkningar för är Frennberg & , op. cit. avkastningen –1983.24 Fram till det världsomfattande börsfallet hade Stockholmsbörsen under haft högre avkastning än alla stora börser i världen (se tabell 4.2). Börsfallet som följde blev i gengäld kraftigare i än på de flesta andra håll, med undantag av . Ser man till hela det dryga halvseklet 1950–2002 har avkast- ningen på den svenska börsen varit ungefär lika stor som på börs- erna i , och de största europeiska länderna – i trakten av . har haft låg avkastning . I har tidsprofilen avvikit kraftigt från övriga länder. Åren 1950–1979 var Tokyobörsen den utan jämförelse mest expansiva i världen och realavkastningen var nästan dubbelt så hög som i . Den kraftigt negativa japanska realavkastningen 1990–2002 blev sedan huvudorsak till att världsbörsens realavkastning blev så låg som . Real avkastning på börsaktier i några länder 1950–2002 -7,1 -8,7 (16 länder) Källor: Dimson, , , , , Triumph of the Optimists: 101 Years of Returns, , 2002 och Dimson, , , , , Global Evidence on the Equity Risk Premium, , No. 4, 2003. 24 Volatiliteten, mätt som den årliga standardavvikelsen kring den genomsnittliga avkast- ningen, har varit . Den höga volatiliteten gör det svårt att statistiskt styrka hypotesen att det skedde ett trendbrott i den reala avkastningen . I diagram 4.8 visas dels den reala totalavkastningen, dels direktav- kastningen på svenska börsaktier 1920–2003. Direktavkastningens (aktieutdelningarnas) andel av den totala avkastningen har fallit långsiktigt. Det skedde en särskilt kraftig och varaktig minskning . har direktavkastningen genom- snittligt bara motsvarat av företagens börsvärde. Direktavkastningens nedgång speglar att börsvärdet har stigit i förhållande till de utdelningsbara vinsterna. Detta mäts i termer av s.k. P/E-tal.25 Dessa har ökat och är fortfarande höga även efter den nedgång som skedde (tabell 4.3). Trots den låga direktav- kastningen har utdelningarna, räknade i procent av den utdelnings- bara vinsten, varit mycket stora . Årlig real avkastning på svenska börsaktier 1920–2003 Källa: Frennberg & , op. cit. 25 På engelska price-earnings ratio, vilket försvenskats till P/E-tal. Sysselsättning och kapitalavkastning SOU 2004:105 P/E-tal, utdelningsprocent och direktavkastning 1964–2003 P/E-tal (1) Utdelningsprocent (2) Direktavkastning (3) (1)Börsvärde i relation till årets nettovinst. (2)Årets utdelning i procent av årets nettovinst. (3)Årets utdelning i procent av börsvärdet vid föregående års slut. Källor: Frennberg & , op. cit., Affärsvärlden, SCB:s nationalräkenskaper; bearbetningar. En reservation som gäller både utdelningsprocenten och P/E-talen i tabell 4.3 är att nettovinsten (som beräknats med hjälp av SCB:s nationalräkenskaper) härrör från produktion inom grän- ser, medan börsvärde och utdelning avser företagen på den svenska börsen. Många börsföretag bedriver omfattande verksamhet även utomlands, som det finns produktion i som utförs av företag som inte är börsnoterade här. Börsvärdenas utveckling beror till stor del på marknadens avkast- ningskrav, dvs. den avkastning placerarna förväntar sig. Relationen är i princip enkel. Vid en given framtida utveckling av vinsterna finns det i utgångsläget en jämviktsnivå för börskapitalet. Jämvikts- nivån är den nivå vid vilken de framtida vinsterna ger en avkastning på aktiekapitalet som är lika med avkastningskravet. Aktiernas marknadsvärden antas anpassa sig till denna jämviktsnivå. I verkligheten råder det stor osäkerhet om det framtida vinst- flödet. Det innebär att marknadsvärdena kan avvika både kraftigt och länge från jämviktsnivån. En enskild aktör vet inte heller vilket avkastningskrav som i genomsnitt råder på marknaderna. Som nämnts är det även omdebatterat vad avkastningskravet har varit historiskt. Avkastningskravet ställs vanligen i form av en förväntad risk- premie, en avkastningsmarginal ovanför en någorlunda riskfri ränta som aktieplacerarna alternativt kan erhålla. Ett sätt att mäta den förväntade riskpremien är att göra enkäter till professionella placerare och experter. Enkätresultaten har dock en stark och kanske överdriven tendens att variera med det dagsaktuella läget på börsen.26 Ett annat tillvägagångssätt är att utgå från den realiserade risk- premien, den skillnad som kan kon- stateras mellan aktieavkastningen och avkastningen på t.ex. stats- obligationer. Obligationer som behålls löptiden ut kan anses ge en säker avkastning i nominella termer. Man kan också jämföra aktie- avkastningen med en ränta som är nominellt säker även på kort sikt, t.ex. rullande placeringar i korta statsskuldväxlar. Med tanke på den höga volatiliteten i aktieavkastningen måste mätningar av realiserade riskpremier vara långsiktiga. Även perio- der på 10 eller till och med är ganska korta i sammanhanget. Som framgår av diagram 4.9 kvarstår en påtaglig ryckighet i den realiserade riskpremien vid en siktlängd . Inte ens dataserier för mycket långa perioder ger entydiga indi- kationer. Uppskattningarna är känsliga för val av begynnelse- och slutår. En genomsnittlig skillnad i avkastning mellan aktier och statsobligationer på 3,5 à är dock en rimlig skatt- ning för tiden fram till . Riskpremier på liknande eller ännu högre nivåer har för de se- naste 80 åren uppmätts i ett flertal västliga industriländer. För har en realiserad riskpremie på under perio- den –registrerats. Men flera internationellt ansedda ekonomer har hävdat att tal i denna storleksord- ning är missvisande höga, både som skattning av den riskpremie som kan krävas för framtiden och som mått på vad den förväntade riskpremien varit historiskt. Skäl för detta är inte i första hand bristande mätprecision till följd av kortsiktiga och slumpartade variationer. Istället pekar ekonomerna på andra omständigheter såsom s.k. överlevnadsbias i valet av länder som man beaktar. Om urvalet av länder i tabell 4.2 hade bestämts på förhand , skulle det ha om- fattat , och , där aktiebörserna sedermera upp- hörde att existera, vidare och , där utvecklingen inte alls motsvarade de förväntningar som en gång ställdes. I efterhand är det de länder som lyckades över förväntan – däribland , , och – som tas med i den ekonomisk-historiska analysen. 26 Se exempelvis Ilmanen, , Expected Returns on Stocks and Bonds, , 2003 eller Dimson, (2003) op. cit. lyckosamma länder att göra entré i detta slags tabeller. Andra kan falla bort eftersom de förlorar sin ställning i världsekonomin och blir ointressanta. Realiserad riskpremie för börsaktier mot stats- Procentenheter , årsvis och för rullande 10-årsplacering. (80,1) Källa: Frennberg & , op. cit. I de ekonomiskt framgångsrika västerländska marknadsekonomier som vanligen studerats är det särskilt efter slut som de realiserade riskpremierna varit höga. Detta kan ställas mot de mer pessimistiska förväntningar som rådde efter slut. Då fruktades allmänt en efter- krigsdepression. Denna uteblev emellertid, och tillväxten i de väst- liga industriländerna blev i stället rekordartat hög. De teknologiska genombrotten fortsatte i och teknikspridningen till andra länder accelererade. Det europeiska återuppbyggnadsarbetet blev lyckosamt, inte minst tack vare Marshallplanen, och bidrog kraftigt till tillväxten. Fred och ekonomiskt samarbete i grund- lades med , som sedan utvecklades till Euro- Tullar och andra handelshinder avvecklades också inom ramen för dåvarande (General on Tariffs and Trade) och de s.k. Kennedyrundorna. Allt tyder på att utvecklingen i de framgångsrika länderna kraftigt överträffade de ställda förväntningarna och därmed att den riskpremie som realiserades blev högre än den som placerarna krävde i början av efterkrigstiden. Har riskpremien sjunkit? En slutsats av den ekonomisk-historiska analysen är alltså att den förväntade riskpremien sannolikt var lägre än den som kom att realiserats. Dessutom finns det skäl att tro att den för- väntade premien har sjunkit . Om den förväntade riskpremien går ner, t.ex. därför att aktieplaceringar upplevs ha blivit mindre riskabla, kan följden bli paradoxalt nog bli att den realiserade riskpremien blir högre under en ganska lång övergångs- period. Om aktieplaceringar upplevs ha blivit mindre riskabla, ökar nämligen efterfrågan på aktier i förhållande till säkra placerings- alternativ. Detta höjer börskursernas nivå och medför temporärt en höjd avkastning till följd av kapitalvinster. En rad praktiska omständigheter har bidragit till att aktie- ägandets risker är mindre än vad de var under tidigare decen- nier . Diversifiering av en aktieportfölj har under- lättats av att det finns aktier i fler branscher och fler företag att välja mellan. Väsentligt är också att kostnaden för den breda all- mänheten att investera i diversifierade aktieportföljer i det långa loppet minskat genom inrättandet av aktiefonder.27 Det konventionella sättet att i efterhand uppskatta den rea- liserade riskpremien är att beräkna summan av direktavkastningen (i procent av börsvärdet) och börsvärdets reala tillväxt. En alter- nativ metod, som kan komma närmare den förväntade riskpremien om avkastningskravet har sjunkit långsiktigt, är att utgå från summan av direktavkastning och utdelningarnas reala tillväxt.28 Med denna beräkningsmodell elimineras den övergångsvisa reala börs- 27För investeraren är det naturligtvis nettopremien (efter avdrag av olika hanteringskost- nader) som är relevant. Denna faktors betydelse har diskuterats bl.a. i , ., What Stock Market Returns to expect for the Future?, Bulletin, Vol 63, No. 28En sådan modell har förordats av bl.a. Fama, , & French, , R. (2002), Premium, 57, . tillväxt som är resultat av den förväntade riskpremiens fallande tendens. På detta sätt har riskpremien i –2000 upp- skattats till , medan den med det konventio- nella sättet att räkna blir . En variant på den alternativa metoden, som är att föredra om det skett förändringar i företagens utdelningspolitik, är att basera den förväntade riskpremieskattningen på summan av direktavkastning och vinsternas reala tillväxt. I har utdelningar delvis kommit att ersättas av återköp av aktier från aktieägarna. I princip påverkar utdelningspolitiken bara den totala avkastningens fördelning mellan direktavkastning och kurstillväxt. Varianten ger en något högre förväntad riskpremie än utdelningsmodellen men ändå klart lägre än den som ges av den konventionella beräkningsmetoden.29 Slutsatsen är att den förväntade riskpremien sjunkit på ett sätt som inte var förväntat . De två alternativa beräkningsmetoderna har av utredningen tillämpats på svenska förhållanden. Dessa försök har dock inte givit lika tydliga resultat som för . Det skulle kunna betyda att av- kastningsförväntningarna – i motsats till i – inte avtagit i . Förväntningarna kan exempelvis ha påverkats positivt av den svenska kapitalmarknadens avreglering .