Pengemengdevekst og inflasjon

Transkript

1 Pengemengdeveks og inflasjon - en empirisk analyse og eoreiske berakninger Hovedfagsoppgave i samfunnsøkonomi av Sian Brundland Berge Insiu for økonomi Universiee i Bergen Våren 2004

2 KAPITTEL 1 INNLEDNING... 3 KAPITTEL 2 KONSUMPRISER OG INFLASJONSPROGNOSER PENGEPOLITIKK Konsumpriser Norges Bank og valg av mål på inflasjon INFLASJONSANSLAG GJORT AV NORGES BANK Inflasjonsprosessen i RIMINI-modellen Lønnsdannelsen Konsumprislikningen Sammenhengen mellom rene og inflasjon i RIMINI Eerprøving av Norges Banks anslag PREDIKSJON AV KONSUMPRISER KAPITTEL 3 TEORETISK BAKGRUNN KVANTITETSTEORIEN DEN VIDERE UTVIKLINGEN AV PENGEETTERSPØRSELEN OG KVANTITETSTEORIEN Den Keynesianske pengeeerspørselsfunksjonen Friedman og kvanieseorien Monearisene og inflasjon PENGEMENGDE OG PENGEPOLITIKK NYERE TEORETISK UTVIKLING De nykeynesianske syne Pengemengden og aggreger eerspørsel Den monearisiske ransmisjonsmekanismen

3 Inflasjonsdynamikk Inflasjon og pengepoliisk regime Oppsummering EN LITEN ÅPEN ØKONOMI KAPITTEL 4 BESKRIVELSE AV VARIABLENE OG DERES TIDSSERIEEGENSKAPER DEFINISJON AV VARIABLENE VARIABLENES TIDSSERIEEGENSKAPER Sokasisk prosess, idsserier og sasjonarie Tes for sasjonarie Dickey-Fuller-esen ADF-esen Resula av ADF-esene KAPITTEL 5 KOINTEGRASJON OG LIKEVEKTJUSTERINGSMODELLEN KOINTEGRASJON Tes for koinegrasjon Tes for svak eksogenie EN LIKEVEKTJUSTERINGSMODELL Esimeringsresulaer Tolkning av resulaene KAPITTEL 6 AVSLUTNING Appendiks Appendiks REFERANSER

4 Kapiel 1 Innledning I denne oppgaven vil jeg undersøke sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon i Norge. Hovedmåle for oppgaven er dels å eerprøve resulaene som ble dokumener i arikkelen Sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon i Norge av Kvilekval, Vaage og Vårdal (1998). Formåle med arikkelen var å undersøke om pengemengden har noen prediksjonsevne med hensyn på fremidig prisuvikling. Dee ble gjor ved a man ese den empiriske sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon i Norge baser på daa fra perioden Spørsmåle som nå silles er om funnene fremdeles er gyldige, og i så fall hvilke implikasjoner dee har for forsåelsen av inflasjonsprosessen i Norge. Dee er igjen ineressan siden Norge har lag om pengepoliikken il de som beegnes som fleksibel inflasjonssyring. Fordi inflasjonsanslagene har en senral rolle i e slik sysem, er de vikig å undersøke hvordan man skal forså og modellere inflasjonsprosessen. Oppgaven innledes derfor med a jeg går igjennom hvordan Norges Bank ser for seg inflasjonsprosessen i Norge. I illegg ser jeg på senralbankens pengepoliikk og inflasjonsanslag i den senere id. Fordi pengemengden ikke har noen senral rolle i senralbankens forsåelse av inflasjonsfasseelsen, vil jeg argumenere for a sammenhengen som undersøkes i denne oppgaven er en uvidelse av, eller e alernaiv il, Norges Banks analyse av inflasjonen. For å illusrere korrelasjonen mellom pengemengden og konsumprisene viser figur 1.1 e kryssplo mellom disse variablene. De a en slik korrelasjon eksiserer har lenge vær allmen akseper. Den brede enigheen sopper imidlerid her. På den ene siden finner man dem som ar e monearisisk sandpunk og hevder a inflasjon blir besem av pengemengdeveks. Denne oppfaningen er begrunne i kvanieseorien, en eori som vil bli udype senere i oppgaven. Mosanderne av dee syne mener de ikke er mulig å fasslå en slik kausalie. For dem er inflasjon e resula av høy økonomisk akivie som skaper press i flere markeder. Høy pengemengdeveks er en nødvendig eksernalie i en slik siuasjon, og derav følger korrelasjonen mellom variablene. 3

5 Figur 1.1 Kryssplo mellom pengemengden og konsumprisen: 4.75 kpi m Noer il figur 1.1: i) Undersøkelsesperiode 1960(1) 2001 (4) ii) Variablene er på logarimeform Pengemengdeveks er aldri bli illag noen vesenlig rolle i norsk pengepoliikk. I land som for eksempel Tyskland har man derimo la pengemengdeveksen ha en vikig funksjon. Før Tyskland gikk inn i Den Europeiske Moneære Union (EMU) føre man en pengepoliikk med pengemengdeveksmål. Moive for denne poliikken var a man ønske prissabilie. Erfaringene fra Tyskland har medfør a man innenfor EMU illegger pengemengdeveksen sor beydning i uførelsen av pengepoliikken. Som jeg skrev innledningsvis, baserer jeg en del av denne oppgaven på arikkelen il Kvilekval e. al. (1998). Hovedresulaene deres kan oppsummeres som følger: Konsumprisene (KPI) blir på lang sik besem av uenlandsprisene (P*) og pengemengden (M2). Den esimere langsikige sammenhengen kan noe forenkle skrives som: kpi = 0,363 p* + 0,480 m2 (1.1) 4

6 Små boksaver indikerer logarimisk form, slik a for eksempel kpi = ln (KPI). Med denne funksjonsformen kan koeffisienene olkes som elasisieer. Likning (1.1) sier da a konsumprisene vil øke med 0,363 prosen når imporprisene øker med 1 prosen, mens en ilsvarende økning i pengemengden øker konsumprisene med 0,48 prosen. Denne langidssammenhengen ble så bruk i en likevekjuseringsmodell (EqCM) 1 hvor den inngikk som e juseringsledd for gjenoppreelse av likevek. Modellen besod alle de diagnosiske esene. De sise 16 kvaralene ble sa av for å ese prognoseegenskapene il modellen. Igjen vise saisiske eser a modellen gjorde de god. En av konklusjonene var dermed a pengemengdeveksen kan være en nyig pengepoliisk indikaor for fremidig prisuvikling. Om modellen vil gi like gode resulaer når daasee uvides med 5 år vil fremgå av resulaene som analyseres il sis i oppgaven. Gangen i oppgaven er som følger: Kapiel 2 ar for seg inflasjon og pengepoliikk i Norge. I illegg il de emaene jeg allerede har skisser for kapiele, diskueres blan anne valg av mål på inflasjon. I kapiel 3 fremsiller jeg de eoreiske grunnlage for oppgaven. Her sår kvanieseorien senral, og denne blir drøfe opp mo den senere nykeynesianske uviklingen i fage. Avsluningsvis uledes så modellen som blir esimer sis i oppgaven. Kapiel 4 bringer en beskrivelse av variablene sam a sasjonariesegenskapene il idsseriene besemmes. I kapiel 5 preseneres den økonomeriske eorien som ligger il grunn for meoden jeg bruker. Ved hjelp av koinegrasjonsanalyse esimeres så den langsikige sammenhengen mellom variablene. Til slu esimeres likevekjuseringsmodellen og resulaene blir diskuer. Kapiel 6 gir en oppsummering av oppgavens hovedresulaer. 1 Denne er også kjen under navne Feiljuseringsmodell (ECM), men i nyere lieraur er dee bli endre. Se f.eks. Hendry og Doornik (2001) (side 144) eller Hendry og Juselius (2000/2001). 5

7 Kapiel 2 Konsumpriser og inflasjonsprognoser I dee kapiele vil jeg innledningsvis kor si li om hva som har vær, og er grunnlag for pengepoliikken i Norge. Jeg vil så definere inflasjon og presenere de ulike konsumprisindeksene som finnes i offisiell saisikk. Resen av kapiele vil omhandle Norges Banks valg av inflasjonsmål, eerprøving av deres anslag, inflasjonsprosessen slik senralbanken idligere har presener den og il slu prediksjon av konsumpriser gjor de sise årene. 2.1 Pengepoliikk Den 29.mars 2001 innføre Norge inflasjonssyring som pengepoliisk regime. Med denne omleggingen fikk Norge e offisiel syringsmål på 2,5 % inflasjon. Før dee hadde Norges Bank, ved senralbanksjef Svein Gjedrem, a il orde for å forlae den korsikige faskurspoliikken (som har prege norsk pengepoliikk) il fordel for en poliikk hvor man skulle søke å holde valuakursen sabil mo handelsparnerne på lang sik. Da Gjedrem ble senralbanksjef 1. januar 1999 he de i forskrifen a pengepoliikken skulle innrees mo sabilie i kronens verdi mål mo europeiske valuaer. Videre he de a ved vesenlige endringer i kursen, skal virkemidlene innrees med sike på a valuakursen eer hver bringes ilbake il ugangsleie. I sin førse årsale uale Gjedrem a en grunnleggende forusening for å oppnå kurssabilie er a pris- og kosnadsveksen i Norge må være på samme nivå som i eurolandene (dvs. 2 prosen, som er deres mål). Pengepoliikken må derfor innrees mo dee. Endringen av forskrifen i 2001 ble dermed en ilpassning il den pengepoliikken senralbanken hadde signaliser, og kanskje allerede føre. Syringsmåle ble sa 0,5 % høyere enn måle il våre vikigse handelsparnere. Grunnen il dee var a de skulle være rom for en innfasing av oljeinnekene i norsk økonomi. Denne innfasingen fører il en nedbygging av konkurranseusa sekor (K-sekor). For a den realappresieringen som dee krever skal foregå gradvis, har man valg e li høyere inflasjonsmål 2. 2 Se for eksempel Torvik (2003). 6

8 I e sysem med inflasjonssyring vil inflasjonsprognosen il senralbanken være de operasjonelle måle, og pengemarkedsrenen de vikigse virkemiddele for pengepoliikken. I lys av dee vil jeg se nærmere på i hvilken grad Norges Bank har lykkes med sine inflasjonsprognoser. Før jeg kommer il dee, skal jeg gi en kor gjennomgang av hvordan inflasjon defineres, både i denne oppgaven og av senralbanken Konsumpriser E vanlig mål på inflasjon er prosenvis endring i konsumprisindeksen (KPI). I Norge beregnes og publiseres KPI av Saisisk senralbyrå (SSB) hver måned. Indeksen er sa sammen med de formål å måle den fakiske prisuviklingen for varer og jeneser eerspur av privae husholdninger. Når jeg senere i oppgaven skal gjøre regresjonsanalyser vil KPI benyes som mål på prisuviklingen. KPI besår av 900 represenanvarer og jeneser som blan anne er baser på Forbrukerundersøkelsen. Forbruksandelene måles på årsbasis gjennom e uvalg av husholdninger, mens priser måles månedlig. For a indeksen skal være oppdaer er de en regelmessig uskifning av represenanvarer slik a nye varer og jeneser som ugjør en vesenlig del av konsume blir innlemme. Vekene i indeksen endres en gang i åre. For KPI er de benye fakiske usalgspriser, de vil si priser inkluder indireke skaer, avgifer og subsidier. Eer 10.okober 2001 har SSB i illegg il KPI beregne følgende indekser: KPI-JE er en indikaor hvor energivarer er hold uenfor beregningene, ellers er den idenisk med KPI. KPI-JA er en indikaor som har idenisk vekgrunnlag, og beregnes på samme måe som KPI, men her juseres de observere prisene for reelle endringer i avgifene. I al as de hensyn il 13 avgifer. KPI-JAE er KPI juser for avgifer og energivarer. Den er bygd opp av KPI-JA og KPI-JE. Når de gjelder publiseringen av konsumprisindeksene gjøres de på forskjellige måer. Talle indeksen har er i denne sammenheng av underliggende beydning. De som er ineressan er 7

9 hvordan uviklingen har vær. De preseneres re alernaive mål når konsumprisindeksen offenliggjøres hver måned: Prosenvis endring i indeksen sise olv måneder (årlig løpende veks), prosenvis endring fra forrige måned og prosenvis endring så lang i inneværende år i forhold il samme del av åre før. Ellers publiseres gjennomsnilig årlig veks og sesongjusere all for månedlig og løpende årlig veks Norges Bank og valg av mål på inflasjon Norges Bank benyer veks i KPI-JAE som mål på inflasjon. Ifølge forskrif for pengepoliikken heer de... De skal i ugangspunke ikke as hensyn il direke effeker på konsumprisene som skyldes endringer i renenivåe, skaer, avgifer og særskile midleridige forsyrrelser. Dee er bakgrunnen for valge av KPI-JAE som inflasjonsmål, og blir beegne underliggende prisuvikling. Tidligere beregne senralbanken egne indekser kal KPIX og KPIXE. Disse kan sammenlignes med henholdsvis KPI-JA og KPI-JAE. Siden SSB sare med å publisere de nye indeksene, har Norges Bank gå over il å bruke disse. De kan medføre problemer a ulike akører bruker forskjellige definisjoner på inflasjon. Svensson (1999) diskuerer dee spørsmåle. Han legger vek på a KPI har den fordelen a de er e allmen kjen mål, blir ofe publiser og publiseres uavhengig av senralbanken. Ingen annen indeks innehar samme grad av ydelighe som KPI. De som kan være e problem med bruken av KPI, er a når senralbanken seer opp renen for å redusere inflasjonen, så vil konsumprisindeksen øke på kor sik. Dee represenerer e pedagogisk problem for senralbanken i deres kommunikasjon med akørene. Ved å bruke en indeks som KPI-JAE slipper man dee probleme. En unngår også å gi innrykk av å konrollere en sørrelse man fakisk ikke har konroll over. Likevel mener Svensson a senralbanker skal være forsikig med å bruke for spesielle indekser. Hvis senralbanken og akørene har for ulik oppfaning om hva som menes med inflasjon, øker usikkerheen og roverdigheen il senralbanken kan svekkes. For å løse probleme rekker Svensson frem Sverige og England som eksempler. I disse landene anvendes en indeks hvor reneeffeker er fjerne, samidig som man forklarer forandringer i indeksen som skyldes skae- og avgifsendringer på en åpen og forsåelig måe. I Inflasjonsrappor 2/01 gir Norges Bank en udypning angående underliggende inflasjon. Dee er også den førse inflasjonsrapporen eer a inflasjonssyring offisiel ble innfør som pengepoliisk regime i Norge. I denne redegjørelsen skriver de blan anne Forsøk på å 8

10 movirke midleridige forsyrrelser i inflasjonen som likevel vil forsvinne, kan gi opphav il unødvendige svingninger i syringsrenen. og videre... Auomaisk å korrigere inflasjonsallene for direke virkninger av engangsfakorer kan være en fallgruve. Avgifsøkninger og øke elekrisiespriser kan være kimer il ilakende inflasjon, via omvelninger i andre priser og i lønninger. Norges Bank viser her a de både er argumener for og imo en indeks som KPI-JAE. De kommer også frem a direke effeker av reneendringer på KPI normal vil være neglisjerbare for Norge. De konkluderer så med a KPI-JAE 3 hisorisk har vær mer sabil enn KPI fordi energiprisene er de prisene som har varier mes. Norges Bank vil derfor legge vek på uviklingen i KPI-JAE når de vurderer resulaene av pengepoliikken. Direke reneeffeker på husleieindeksen (som inngår i KPI) blir diskuer i inflasjonsrappor 3/03 hvor man har ese dee empirisk. Igjen fasholder man a slike effeker er små. Med andre ord er ikke argumene om a KPI vil øke på kor sik når renen øker, holdbar for den norske konsumprisindeksen. Med bakgrunn i denne kore diskusjonen er de vanskelig å komme med en basan konklusjon. En finner gode argumener både for og mo ulike indekser. Jeg konsaerer a Norges Bank har valg KPI-JAE som mål. Selv som de kan reises innvendinger mo dee valge kan de forsvares med insruksen i forskrif for pengepoliikk. De skal også sies a Norges Bank publiserer anslag for KPI i sine inflasjonsrapporer, dermed kommuniserer de il markede hvordan de oppfaer a uviklingen i den generelle prissigningen blir. Så lang kan en ikke si a bruk av KPI-JAE har før il usikkerhe og mindre illi il Norges Bank. 3 Norges Bank skriver KPIXE, men jeg velger å benye én noasjon da disse er å anse som ideniske. 9

11 2.2 Inflasjonsanslag gjor av Norges Bank Siden 1994 er den makroøkonomiske modellen RIMINI 4 benye som hovedverkøy for bankens analyser. Denne modellen er uvikle av forskningsavdelingen i banken og besår av ca 350 likninger hvorav 70 er esimer på grunnlag av hisoriske daa, mens resen er definisjonsmessige sammenhenger. Modellen beregner kvaralsvise anslag for økonomien fremover gi eksogene foruseninger om uviklingen i pengemarkedsrenen, valuakursen, finanspoliikken, oljeinveseringer og inernasjonale forhold. Til sammen er e hundrealls variabler eksogene og besem uenfor modellen. Når modellen skal esimeres blir førs de enkele likningene esimer hver for seg for så å bli sa sammen il e komple sysem. Modellen sørger for konsisens i den forsand a ilbud er lik eerspørsel i de forskjellige delmarkedene. Ifølge Norges Bank søker modellen å ivarea mange av de vikigse empiriske og eoreiske sammenhenger i norsk økonomi og forklarer så vel realøkonomiske som nominelle sørrelser. I Olsen og Wulfsberg (2001) skriver de følgende om bruken av RIMINI: RIMINI represenerer ikke nødvendigvis Norges Banks oppfaning av økonomien. Modellen og vår bruk av den danner imidlerid e ugangspunk for anslagene og i særlig grad for å vurdere hvordan endringer i foruseningene vil kunne påvirke anslagene. Modellen søker å forklare de sysemaiske hovedrekkene og ikke enhver dealj i den økonomiske uviklingen. I arbeide med inflasjonsrapporen foreas de derfor regelmessig endringer i modellen i illegg il usrak bruk av informasjon fra andre modeller eller fra den løpende økonomiske uviklingen. Anslagene i inflasjonsrapporen er således ikke bare e resula av RIMINIs egenskaper. Modellbrukers vurderinger er vel så vikige. Arikkelen i sin helhe handler om hvilken rolle vurderinger og skjønn har i bruken av RIMINI. De kommer her frem a slike blir gjor ved å manipulere sammenhengene i modellen slik a de passer bedre med observere daa. Dee gjøres ved å korrigere konsanleddene og resleddene i aferdslikningene. Arikkelen bruker lønnsdannelsen og konsumprislikningen i RIMINI som eksempel. Denne delen av arikkelen gir en fremsilling av hvordan kjernen i inflasjonsprosessen er modeller i RIMINI. Jeg vil i nese avsni drøfe denne fremsillingen mer i dealj. 4 De er publiser svær lie om RIMINI. Min redegjørelse bygger hovedsakelig på Olsen og Wulfsberg (2001). 10

12 2.2.1 Inflasjonsprosessen i RIMINI-modellen I RIMINI henger lønnsdannelsen e sammen med prisdannelsen. Konsumprisene er besem av imporpriser og innenlandske produsenpriser. Produsenprisene besemmes i produkmarkede. Her har produsenene il en viss grad markedsmak slik a prisene blir fassa gjennom e påslag på lønn per produsere enhe. Dermed er de mulig for produsenene å vele høyere kosnader over på prisene. Øke lønninger vil således føre il øke priser. Lønnsdannelsen I modellen forusees de a K-sekor er lønnsleder. Lønn blir fassa ved forhandlinger mellom arbeidsgivere og fagforeninger. Dee danner grunnlag for lønnsuviklingen i offenlig og skjerme sekor (S-sekor). Langidssammenhengen for lønnsdannelsen er presener som følgende: Lønn pr. produser enhe = konsan + 0,58 kpi + 0,42 produsenpriser - 0,10 ledighesnivå Sørrelsene i likningen er i logarimer og kan således olkes som elasisieer, dvs. a når konsumprisene øker med 1 prosen så øker lønn pr. produser enhe med 0,58 prosen og likeledes for produsenpriser og ledighesnivå. Forholde mellom lønn pr. produser enhe og produsenpriser er e urykk for lønnsomheen i bedrifene. Øker lønnsomheen så øker lønnsevnen. Høy lønnsomhe over id vil dermed bidra il å øke lønnsnivåe. En ser også a når ledighesnivåe blir høyere gir dee e negaiv bidrag il lønnsdannelsen. Øker ledighesnivåe med 1 prosen vil dee redusere lønnskosnadene med 0,10 prosen. For arbeidsledighesraen er dee alså en ikke-lineær sammenheng fordi effeken på lønnsfasseelsen av en endring i arbeidsledighesraen er sørre når arbeidsledigheen er lav, enn når den er høy. Når raen endrer seg med en prosen vil dee ugjøre en reduksjon på 25 prosen når raen går fra 4 il 3 prosen, og bare 10 prosen når raen går fra 10 il 9 prosen. Sammenhengen som her er beskreve gjelder for lang sik og beskriver uviklingen når økonomien er i likevek. På kor sik beskrives lønnsveksen av en dynamisk modell hvor den langsikige sammenhengen ugjør likevekjuseringsledde. I denne likningen er lønnsveks forklar ved en periodes idsforsinke lønnsveks, konsumprisveks, produkiviesveks og endring i ledighesnivå foruen juseringsledde og resledd. 11

13 I inflasjonsrappor 1/02 er de gjor rede for en enklere lønnsmodell. Slike modeller brukes som referanse i illegg il RIMINI, når de skal gjøres anslag i veks il variabler. Denne modellen har som langsikig sammenheng a lønnsveks blir besem av prisveks og produkiviesveks. Her regnes ikke K-sekor som lønnsleder. I sede veker man produkiviesveksen i K- og S-sekor, og får således en lønnsveks som gjelder for hele økonomien. En slik modell ser u il å forklare lønnsveksen de sise årene bedre enn RIMINI. Når de endelige anslage på lønnsveksen legges inn i modellen gjøres de på bakgrunn av resulaer fra flere modeller og den løpende uviklingen i norsk økonomi. Konsumprislikningen Konsumprisuviklingen er på lang sik besem ved lønn og prisen på imporere varer. En li forenkle sammenheng er presener som følger: KPI = konsan + 0,60 lønn pr. produser enhe + 0,40 imporpris Igjen kan allene i likningen olkes som elasisieer. Man ser da a øk imporpris på 1 prosen øker KPI med 0,40 prosen. Sammenhengen forklarer uviklingen når økonomien er i likevek. De vil a id å oppnå likevek fordi de på kor sik er nominelle og reelle sivheer i prisdannelsen. Dee er de a hensyn il i den korsikige dynamiske modellen. Tregheene i ilpasningen gjør a konsumprisveksen i dag er avhengig av idsforsinkede verdier av følgende variabler: Veks i konsumprisene, lønnsveks, produksjonsgap og en selvjuserende mekanisme baser på langidssammenhengen. Veks i imporprisene og øk inernasjonal handel inngår også i modellen for konsumprisveks på kor sik, men disse er ikke idsforsinke. Grunnen il a produksjonsgape er inkluder er a de er leere å vele kosnader over i prisene når de er press i økonomien og produksjonsgape er posiiv. Variabelen øk inernasjonal handel er inkluder for å få med effeken av øk konkurranse som igjen vil presse marginene nedover. Imporprisene spiller en vikig rolle for inflasjonen da norsk økonomi er åpen. Disse er i ugangspunke eksogene, men i RIMINI blir de endogen besem i en relasjon hvor de på lang sik følger uenlandske eksporpriser i norske kroner. De uenlandske eksporprisene anas å bli besem ved en mark-up over produsenenes kosnader. På kor sik vil derfor imporprisene bli påvirke av innenlandske forhold som konkurranse fra norske produsener og konjunkurmessige forhold, som for eksempel ledighesnivå. 12

14 Dersom man konsenrerer seg om sammenhengene på lang sik ser en a lønn er den sørse forklaringsfakoren for KPI. Samidig er KPI den variabelen som har sørs effek på lønnsdannelsen. Jeg vil komme ilbake il dee når jeg skal se på inflasjonsanslagene il Norges Bank. Sammenhengen mellom rene og inflasjon i RIMINI Fra figur 2.1, som er hene fra Olsen og Wulfsberg (2001), kan en se a veien fra en reneendring il inflasjon er omfaende. I noen deler av økonomien har man effeker som virker begge veier. Når dee er ilfelle må man nødvendigvis illae en viss idsperiode for a virkningene skal få mulighe il å ha effek. I pengepoliikken sier Norges Bank a de regner med e idseerslep på o år fra en reneendring gjøres il effeken på inflasjonen er fullsendig. Figur 2.1: Transmisjonsmekanismen i RIMINI for en gi valuakurs En reneendring slår direke u i bankenes rener. Dee vil igjen påvirke produsenene og konsumenene som vil endre sin markedsilpassning. Nominelle og reelle sivheer i prisdannelsen gjør a ilpasningen mellom aggreger ilbud og eerspørsel leder il endring i produksjonsgap og arbeidsledighe. En ser a samspilleffekene her er mange. Høy arbeidsledighe vil for eksempel ilsi a de er mye ledige ressurser som impliserer lav eller 13

15 negaiv produksjonsgap. Begge disse momenene bidrar il lavere pris- og lønnsveks, og dee virker ilbake på ilbuds- og eerspørselssiden i modellen. Norge har nå flyende valuakurs. De vil si a en reneendring også vil påvirke valuakursen. Olsen og Wulfsberg fremhever a denne effeken er siuasjonsbeinge, og høys sannsynlig vil forvenningsdannelsen ha en senral rolle for uslagene. Fordi valuakursen er en eksogen variabel i RIMINI, har modelleringen av valuakursbesemmelsen ved skifbergninger beydning. Ved slike beregninger legger Norges Bank som regel udekke reneparie il grunn for uvikling i valuakursen 5. Formelen for udekke reneparie med risikopremie kan skrives som: * ( R R ) z e = Ee+ 1 + (2.1) e er valuakursen i periode og blir besem av forvene valuakurs i nese periode, * renedifferansen mellom Norge og ulande, ( R ) R og av en risikopremie,. I råd med denne likningen er de vanlig å ana a valuakursen ved en reneøkning vil appresiere umiddelbar for så å depresiere jevn. Dee resonnemene foruseer imidlerid a endre reneforskjell ikke påvirker risikopremien eller kursforvenningene over id. Dersom øk reneforskjell fører il a akørene endrer forvenninger kan dee medføre a appresieringen blir serkere og mer langvarig. Denne valuakurseffeken påvirker den imporere prissigningen (kanalen er ikke inkluder i figur 2.1). Selv om denne effeken virker mer direke på inflasjon, er de også her rigidieer. Når pris sees som e påslag på kosnader er de mulig å endre marginene når valuakursen svinger. Førs når endringene er av varig karaker eller når konkurranse ilsier de, vil prisene forandre seg. De har spesiel vis seg a når kronen er serk skal de mye il for a prisene sees ned. Her er de o virkninger jeg vil rekke frem. De ene er a man ønsker å jene mer og dermed oppreholder prisene. De andre z 5 I Inflasjonsrappor 3/03 gis de en udypning om foruseningene for valuakursen. Her skrives de a man nå vanligvis baserer anslagene for inflasjonsbanene på o ulike se av ekniske foruseninger for rene- og valuakursuviklingen. De ene er a renen og kronekursen er konsan i prognoseperioden. En konsan kronekurs er da baser på gjennomsnie over en viss periode for å unngå a hel korsikige variasjoner skal ha sor påvirkning. De andre see av anagelser er a renen og kursen følger uviklingen i erminmarkedene. Når de gjelder erminvaluakursen avspeiler denne uviklingen i renedifferansen mellom Norge og ulande. På den måen er denne anagelsen på mange måer lik foruseningen om a valuakursen følger av udekke reneparie. 14

16 er a man ikke vil endre relaive priser. E eksempel kan være bilprisene i Norge. Gjennom 2002 var kronen svær serk, og flere eerlyse en nedgang i prisene på imporere varer. For bilprisene kom denne nedgangen førs eer a privaimpor fra naboland ugjorde en beydelig andel av nybilsalge. Dee viser a konkurransen i bilmarkede, som er relaiv sor, ikke var nok il a forhandlerne endre priser. Man kan bare spekulere i om de var vegring mo å endre relaive priser, ønske om å øke forjenesen eller silliende prissamarbeid som var årsak il dee. En endring i valuakursen har også beydning for ekspor- og imporvolume og dermed for aggreger ilbud og eerspørsel. Dee har virkninger på pris- og lønnsdannelsen og har en mer indireke effek på inflasjonen enn imporpriseffeken som ble diskuer over. Formåle med denne gjennomgangen av RIMINI er å prøve å forså hvordan Norges Bank ser for seg a inflasjonsprosessen i norsk økonomi er. For å kunne evaluere inflasjonsanslagene og peke på mulige feilkilder er de av beydning a en forsår sammenhengene som ligger il grunn i modellen. De har også vær e poeng å få frem kompleksieen i modellapparae som senralbanken bruker. Med en idshorison på o år vil anagelsene man legger il grunn i modellen være av sor beydning når inflasjonsprognoser lages Eerprøving av Norges Banks anslag Hel siden RIMINI ble a i bruk har Norges Bank eerprøvd resulaene av sine anslag. Dee er publiser som arikler i Penger og Kredi med visse mellomrom. For årene er de publiser fire arikler, og for er de gi u o arikler. Disse er mer eller mindre alle bygd opp på følgende måe: Kor presenasjon av modellen, generelle årsaker il feilprediksjoner, spesifikk gjennomgang av undersøkelsesperioden, reesimering av modellen med realisere verdier og il slu en sammenligning av anslag gi av Norges Bank, SSB og Finansdeparemene. Den senese arikkelen urykker følgende årsaker som de vikigse il prognosefeil: Uviklingen i de eksogene variablene blir annerledes enn forusa, uvenede hendelser som sjokk, feil ved de økonomiske modellene, mangel på eller feil bruk av skjønn og feil i saisikken. Måle med eerprøvingene er å gi bedre innsik og forsåelse av økonomiens virkemåe i illegg il å forklare forskjellene mellom anslag og fakisk uvikling. 15

17 Når Norges Bank reesimerer modellen ser de førs på effeken av å korrigere poliikkforuseningene (dvs. valuakurs, pengemarkedsrene og offenlige ugifer) for så å korrigere alle eksogene variabler. Dee rapporeres for seks variabler: BNP for faslands-norge, sysselseing, lønnsveks, konsumprisveks, priva konsum og realinveseringer for faslands- Norge. Man reduserer alså gradvis kilder il feil for å se hvor sor del av feilen som kan ilskrives foruseninger vedrørende vikige eksogene variabler, og hva som skyldes feil ved modellen. I den sise arikkelen, Lohrmann (2003), som gjelder for årene 2001 og 2002 er dee bare rapporer for veks i KPI-JAE og årslønnsveks. Generel kan man si a samle feil i anslagene som gjelder for o år er sørre enn dem som gjelder for e år. En åpenbar forklaring er a usikkerheen er sørre når idshorisonen øker. E anne fellesrekk som ariklene peker på, er a man reffer bedre på nominelle sørrelser som pris og lønnsuviklingen, enn på realsørrelsene. Dee varierer likevel noe fra anslag il anslag. De som kanskje er mes ineressan er hvor mye anslagene samle ligger uenfor realiser verdi. Ser man på de seks variablene som ble fremheve ovenfor ligger feilene mellom 0-2 prosen både for høy og for lav. Unnake er realinveseringene hvor feilene ofe ligger vesenlig over dee. Noe som også er ineressan, er hvordan modellen gjør de når den esimeres med de realisere verdiene fremfor den forusae uviklingen. For anslag både e og o år frem, kan de se u som anslagene blir bedre når de realisere verdiene legges inn i modellen. Om anslagene blir signifikan bedre er de ikke mulig å si. Ofe blir noen bedre mens andre blir verre, hva den oale effeken er kommer ikke frem. Da er de leere å bruke beregningene sis i ariklene som sammenligning. Her fremsilles prognoser gjor av Norges Bank, SSB og Finansdeparemene. Grafisk preseneres anslagene for de ulike insiusjonene år for år. I illegg har man beregne hvor gode prognosene er over flere år. Målene som brukes er: Gjennomsnilig feil, gjennomsnilig absolufeil (AAE) og gjennomsnilig relaiv feilprosen (RRMSE). Disse foreller noe om hvor gode prognosene har vær over id. AAE er e mål på hvor sor den fakiske prognosefeilen er i prosenpoeng (her oppveier ikke feil med mosa foregn hverandre). RRMSE gir mulighe for å sammenligne sørrelsen på prognosefeil over ulike variable. Dee måle sraffer også sore feil mer enn små feil. I abell 2.1 har jeg gjengi resulaene for anslag gjor i perioden

18 Tabell 2.1: Gjennomsnilig feil, AAE og RRMSE baser på anslagene il Saisisk senralbyrå (SSB), Finansdeparemene (FD) og Norges Bank (NB). Negaive all for gjennomsnilig feil beyr a anslagene har vær for lave. Periode SSB FD NB Veks i BNP i faslands-norge Gjennomsnilig feil -1,08-0,80-0,79 AAE 1,08 1,03 0,81 RRMSE 0,55 0,41 0,35 Veks i sysselseing Gjennomsnilig feil -0,65-0,66-0,61 AAE 0,65 0,71 0,98 RRMSE 0,79 0,67 0,80 Arbeidsledighe Gjennomsnilig feil 0,12 0,21 0,07 AAE 0,36 0,26 0,28 RRMSE 0,13 0,09 0,08 Veks i eerspørsel fra faslands-norge Gjennomsnilig feil -1,35-1,34-1,41 AAE 1,38 1,39 1,41 RRMSE 0,62 0,39 0,54 Veks i årslønn Gjennomsnilig feil -0,96-1,44-0,44 AAE 1,06 1,44 0,68 RRMSE 0,24 0,33 0,16 Veks i konsumpriser Gjennomsnilig feil -0,01 0,03 0,13 AAE 0,44 0,46 0,36 RRMSE 0,22 0,28 0,27 Kilde: Lohrmann (2003). I denne arikkelen rapporeres færre variabler enn i idligere arikler. De uelae er: Impor, ekspor, realinveseringer fra faslands-norge, oljeinveseringer, priva og offenlig konsum. Ingen av insiusjonene har klar bedre prognoser enn andre. De er også slik a de variablene som har små anslagsfeil er de samme for alle. Dee gjelder spesiel lønns- og prisveksen. Siden jeg er mes oppa av inflasjon, vil jeg i nese avsni gå nærmere inn på Norges Banks prognoser av konsumprisveksen. 17

19 2.3 Prediksjon av konsumpriser Gjennomgangen av ariklene om eerprøving av Norges Banks anslag viser a konsumprisveks er en av variablene RIMINI-modellen predikerer bes. Derfor er de forsåelig a Norges Bank har føl a de har kunne sole på egne anslag. Når de nå er gå mer enn o år siden innføringen av inflasjonsmåle, er de ineressan å se om prediksjonene har vær like vellykke i de nye regime. Tabell 2.2 viser anslag gjor av Norges Bank for seks vikige variabler i perioden Drøfelsen vil a ugangspunk i anslagene gjor fra I Inflasjonsrappor 2/01 og 3/01 blir underliggende prisveks (KPI-JAE) anslå il å bli 2,5 % for Disse prognosene ble gjor under forusening om uendre rene (som da var 7,0 %). De ble også fremheve a il ross for svake usiker i den økonomiske uviklingen inernasjonal var presse i norsk økonomi serk. Grunnen il dee var e sram arbeidsmarked og en høy kosnadsuvikling. I iden mellom de o rapporene kom 11. sepemberangrepe på USA. Dee gjorde a man fikk en enda svakere uvikling inernasjonal. I Inflasjonsrappor 3/01 ble usikkerheen i inflasjonsprognosen endre slik man anså sannsynligheen for a konsumprisveksen ville bli lavere enn 2,5 % som sørre enn a den ville bli høyere. Uviklingen inernasjonal føre kun il endre oppfaning om usikkerheen i anslage. Leelser i pengepoliikken inernasjonal og en økning i anslage for kosnadsveksen nasjonal gjorde a Norges Bank fashold a prisveksen ville bli 2,5 %. Høsen 2003 vise de seg a veksen i KPI-JAE var under 1,0 %. De er uopisk å ro a inflasjonen il en hver id skal være nøyakig 2,5 %. Dee er måle, men på grunn av alle ukonrollerbare sørrelser i økonomien og usikkerheen i ilknyning il disse, er de lag inn en margin på +/- 1,0 %. Når vi over en lengre periode har opplevd a underliggende prisveks er god under dee, må de være lov å si a Norges Bank ikke har ruffe med sine prediksjoner. Hva kan så være grunnen il a dee har skjedd? 18

20 Tabell 2.2: Anslag for seks vikige variabler fra inflasjonsrapporene (IR) i IR Variabel Anslag Fakisk Anslag Fakisk Anslag Fakisk Anslag 2/2001 KPI 3, ,3 2,5 2,5 3/2001 KPI 3 3 1,5 1,3 2,5 2,5 1/2002 KPI 1,25 1,3 2,5 2,5 2,5 2/2002 KPI 1 1,3 2,25 2,5 2,75 3/2002 KPI 1,25 1,3 2 2,5 2,25 2/2001 KPI-JAE 2,75 2,6 2,5 2,3 2,5 1,1 3/2001 KPI-JAE 2,5 2,6 2 2,3 2,5 1,1 1/2002 KPI-JAE 2,25 2,3 2,5 1,1 2,5 2/2002 KPI-JAE 2,25 2,3 2,25 1,1 2,75 3/2002 KPI-JAE 2,25 2,3 2,25 1,1 2,75 2/2001 Årslønn 5,5 5,5 5 5,7 4,75 4,5 3/2001 Årslønn 5,5 5,5 5 5,7 5 4,5 1/2002 Årslønn 5 5,7 5 4,5 5 2/2002 Årslønn 5,75 5,7 5,75 4,5 5,75 3/2002 Årslønn 5,75 5,7 5,5 4,5 5,25 2/2001 Imporpriser 3,75 0,6 0-6,8 1,5 0,9 3/2001 Imporpriser 0 0,6-1 -6,8 0,5 0,9 1/2002 Imporpriser -1,25-6,8 0,5 0,9 1 2/2002 Imporpriser -0,75-6,8-0,75 0,9 0,5 3/2002 Imporpriser -1,25-6,8-2,5 0,9-0,5 1/2002 Ledighe 3,75 3,9 3,75 4,5 2/2001 Ledighe 3,25 3,6 3,25 3,9 3,25 4,5 3/2001 Ledighe 3,5 3,6 3,5 3,9 3,5 4,5 3,75 2/2002 Ledighe 3,75 3,9 4 4,5 4 3/2002 Ledighe 4 3,9 4,25 4,5 4,25 2/2001 BNP, F-N 1,5 1,2 1,75 1,3 1,75 1,9 3/2001 BNP, F-N 1,25 1,2 1,5 1,3 1,75 1,9 1/2002 BNP, F-N 1,75 1,3 2,25 1,9 2 2/2002 BNP, F-N 2 1,3 2,25 1,9 2,5 3/2002 BNP, F-N 1,5 1,3 1,75 1,9 2,25 Kilde: NB og SSB 19

21 Når inflasjonsmål som pengepoliisk sysem omales blir de ofe rukke frem vikigheen av åpenhe, roverdighe og uavhengighe. Se i lys av dee er de ingen grunn il å ro a Norges Bank ikke prøver å nå inflasjonsmåle. Dersom de er vikig for en senralbank å ha roverdighe i pengepoliikken, vil de å mislykkes med å nå måle undergrave denne roverdigheen. For en uavhengig senralbank vil de samidig være mulig å a akiske hensyn. Hvis senralbanken ønsker å fremheve sin rolle i samspille mellom finanspoliikken, inneksoppgjørene og pengepoliikken, kan inflasjonsmåle bli skadelidende. U fra redegjørelsen i avsniene idligere, ser man a kosnadsuviklingen (les: lønnsuviklingen) er de som driver inflasjonsprosessen innenlands i Norges Banks modeller. De har i denne perioden vær deba om forsåelsen av hvordan lønnsdannelsen foregår i Norge. I e innlegg 6. sepember 2002, hold på en konferanse arranger av Fafo og Mak- og demokraiuredningen, uale senralbanksjef Svein Gjedrem a de er flere rekk som kan yde på a lønnsdannelsen i Norge er i endring. Og videre Erfaringene fra åres lønnsoppgjør indikerer a lønnsomheen i konkurranseusa sekor er illag mindre vek i lønnsforhandlingene enn idligere. Dee syne er bli gjena senere, blan anne i forbindelse med Inflasjonsrappor 1/03. Dermed kan man si a Norges Bank har en ny oppfaning av siuasjonen i inneksoppgjørene, hvor K-sekor ikke lenger blir å regne som lønnsleder. SSB 6 har på sin side en annen forsåelse. Eer deres syn må uviklingen olkes som a enkele grupper har få e engangsløf for å a igjen ap erreng. Når dee nå er ree opp, vil lønnsoppgjørene igjen følge den solidariske linjen som idligere. Norges Bank har i Inflasjonsrappor 3/01 ana a årslønnsveksen for 2002 og 2003 ville bli 5,0 %. Den fakiske årslønnsveksen ble ifølge De ekniske beregningsuvalge for inneksoppgjørene noe høyere i 2002 (5,7 %), mens den i 2003 ble li lavere (4,5 %). I gjennomsni ble årslønnsveksen for disse o årene omren nøyakig lik anslagene. Dermed blir de vanskelig å begrunne feile inflasjonsprediksjoner med a man har ana for høy årslønnsveks. I Norges Bank Wach blir dee også diskuer. Ifølge denne rapporen raff inflasjonsanslagene for 2002 rimelig presis. I evalueringen av anslagene for 2003 velger rapporen å a ugangspunk i anslagene som Norges Bank gjorde i juli Eer deres syn 6 Se Økonomiske analyser 4/2002 side 17, udype eks med iel: Forsa solidariske oppgjør. 7 Norges Bank Wach er en uavhengig vurdering av pengepoliikken og Norges Bank. Oppdragsgiver er Cenre for Moneary Economics. 20

22 skyldes den krafige nedgangen i inflasjonen i 2003 hovedsakelig den serke valuakursen og fallende globale priser (vil bli diskuer senere). Disse fakorene var kjen for Norges Bank i juli 2002 og burde derfor være a hensyn il i deres anslag. I sede peker rapporen på a de høye lønnsoppgjøre i 2002 fikk senralbanken il å endre anslagene på lønnsveksen. Dee fremkommer av abell 2.2 hvor anslagene for årslønn i IR 2 og 3/2002 er rapporer å være henholdsvis 5,75 og 5,5 %. Beregninger i eerid viser a inflasjonsanslage il Norges Bank ville bli nesen 0,5 % lavere dersom fakisk lønnsveks hadde vær benye i sede for anslage på 5,75 %. Som jeg har diskuer idligere medføre lønnsoppgjøre i 2002 a senralbanken endre sin forsåelse av lønnsfasseelsen. Hevingen av både renen og anslagene for årslønnsveksen i juli 2002 kan sees på som e signal fra senralbanken om a slike lønnsoppgjør er en russel mo oppnåelsen av inflasjonsmåle. Norges Bank har ved flere anledninger a il orde for a en slik kosnadsuvikling ikke kan vare ved. De ser for seg en ikke-inflasjonsdrivende lønnsveks på 4,5 %. Tankegangen bak dee er a med en rendveks i BNP på 2,0 % og en inflasjon på 2,5 % ugjør dee en nøyral lønnsuvikling. Foruseningen her er a inflasjonen blir 2,5 %. Ved lavere inflasjon vil også lønnsuviklingen måe bli lavere. I forhold il overprediksjonene fra 2001 virker de ikke rimelig a lønnsveksanslagene er årsaken. Ser man på anslagene fra 2002 hevder Norges Bank Wach 2003 a økningen i anslagene for lønnsveksen er hovedgrunnen il a pengepoliikken ble for sram. Rapporen skriver videre a ransmisjonsmekanismen i Norges Banks modell ser u il å undervurdere en inernasjonal ilbakegang, de øke presse på marginene il forskjellige sekorer innenlands som følge av ilbakegangen og overgangseffeken dee har på lønn. Konklusjonen i forhold il inflasjonsanslagene il Norges Bank med hensyn på 2003 ser u il å bli forskjellige al eer om man ar ugangspunk i esimaene fra 2001 og Med anke på anslage fra 2001 synes konklusjonen å måe bli: Enen er de feil i sammenhengen mellom lønnsveks og inflasjon, eller så er de andre foruseninger i RIMINI som er feile og samidig movirker lønnseffeken på inflasjon. Den empiriske sammenhengen mellom lønn og konsumpriser som Norges Bank regner med, har jeg dokumener. En mulighe er a sammenhengen har svekke seg i den senere id. Innføringen av inflasjonssyring kan i så måe være en mulig forklaring. En annen mulighe er a modellen i sin helhe ikke egner seg il å lage inflasjonsanslag. I Norges Bank Wach Gruppen ansvarlig for 2002 rapporen var lede av L. E. O. Svensson, Princeon Universiy. 21

23 kommer man inn på dee probleme. En av grunnene il a denne ypen modell ikke passer il inflasjonssyring, er a den er baser på de som har vær i sede for de som skal skje. Dee kommer il urykk ved a de ikke er noen fremoverskuende variabler eller forvenningsvariabler i modellen. Anslagene gjor med RIMINI, hvor foruseningene har vær uendre rene og valuakurs (evenuel a valuakursen følger udekke reneparie), er ifølge rapporen ikke god nok for inflasjonssyring. De som er vikig er å se på ulike uviklinger i disse variablene og effeken dee har for inflasjonsanslagene. Slik Norges Bank Wach 2002 ser de, er ikke en modell som RIMINI egne il denne ypen prediksjoner. E anne problem er a modellen baserer seg på daa fra en id med andre pengepoliiske målseninger. I avsni gjorde jeg rede for hvilke foruseninger som Norges Bank nå legger il grunn for anslagene sine. I illegg il å benye uendre rene og valua, bruker de erminrene og erminkurs som grunnlag for sine esima. Dermed kan man si a de nå delvis ar hensyn il forvene uvikling i disse variablene. For å unngå problemene knye il RIMINI, anbefaler Norge Bank Wach 2002 a de legges mindre vek på denne modellen når man lager inflasjonsanslag. I sede bør Norges Bank gå over il å bruke mindre srukurelle modeller som er bedre egne il fremoverskuende analyser slik som andre senralbanker med inflasjonssyring gjør 9. De er flere fordeler med å ha mindre srukurelle modeller il ulike formål fremfor en sor modell som skal passe il al. Likningene har srukurelle olkninger og kan derfor være mindre påvirke av poliiske endringer. Dee beyr a disse modellene kan ilpasses både bakover- og fremoverskuende variabler, og således inkludere fremoverskuende forvenningsdannelser og priser på akiva. Samidig vil man leere kunne overføre erfaringer mellom miljøene i senralbankene dersom modellene som benyes ligner på hverandre. Andre ulemper med en sor al-i-e-modell som RIMINI, er a de er umulig for andre å gjøre dealjere evalueringer av modellens egenskaper. Dee fordi de ikke er publiser noen dokumenasjon for hele modellen, og fordi den er under konsan revisjon og uvikling. Ergo vil den vokse seg sørre og sørre over id, og vedlikehold og oppdaering vil binde opp sore resurser som i sede kunne vær unye il vikigere eller mer nyige oppgaver. 9 Rapporen nevner Sveriges Riksbank, Reserve Bank of New Zealand og Bank of Canada. 22

24 Tidligere nevne jeg a en mulig forklaring på de feile inflasjonsanslagene kunne komme av a foruseningene ikke semmer. Disse måe i så fall movirke lønnsveksens effek på inflasjonen. Imporprisene er en mulig slik variabel. Uviklingen inernasjonal har i flere år vær svak, med ilbakegang både i USA og Europa. Dee har medfør ledige ressurser og svak uvikling i priser på de inernasjonale markede. Likevel er den vikigse grunnen il uviklingen i imporprisene a mye produksjon er flye il lavkosland i Asia. Samidig er ollen som idligere var på impor fra disse landene fjerne. I USA har dee medfør a enkele poliiske ineresser har a il orde for en revaluering av den kinesiske valuaen, evenuel å innføre ollmurer for å verne amerikanske arbeidsplasser. For Norge sin del har ikke dee vær ema, men de er klar a øk impor fra disse landene er medvirkende il den lave imporprisveksen. I Norges Bank Wach 2003 hevder man a omren halvparen av nedgangen i inflasjonen fra 2002 il 2003 kommer av lavere imporpriser. Den andre halvparen skyldes uvikling i husleie, konkurranseusae varer produser i Norge og priser på jeneser hvor lønn ikke er dominerende prisfakor. I forhold il nedgangen i imporprisene peker man på a valuakursen var en vikig fakor. Ved å eerprøve inflasjonsanslagene med korrek valuakurs for perioden 2002 il 2003, viser de seg a inflasjonsanslage ville bli nesen 0,4 % lavere. I juli 2002 var Norges Banks anslag for underliggende inflasjon e år frem i id 2,1 %. I juli 2003 vise de seg a inflasjonen var 0,7 %. Ved å legge il grunn korrek lønns- og valuakursuvikling viser Norges Bank Wach 2003 a inflasjonsanslage ville bli ca 0,9 % lavere (dvs. 1,2 %). Dermed er mye av feilen i inflasjonsanslage forklar ved disse o fakorene. I forhold il å eerprøve anslagene fra 2001 har ikke Norges Bank Wach 2003 gjor dee. I avsnie hvor jeg diskuere lønnsveksen konkludere jeg med a anslage i gjennomsni var bra for denne variabelen. I abell 2.2 ser man a anslage for imporprisveksen fra 2001 var deso dårligere med ana veks på 0 og -1 % mens den fakisk ble -6,8 %. Man kan fasslå a en av årsakene il den lave inflasjonen kommer av uviklingen i imporprisene og a dee har ha beydning for inflasjonsanslage il Norges Bank. De er likevel ikke grunn il å ro a dee alene har før inflasjonen, mål som olv måneders prisendring i KPI-JAE, ned il 0,1 % (jan. 2004). I evalueringen av Norges Banks anslag rekker Norges Bank Wach 2003 frem flere forhold i illegg il de som har vær diskuer så lang. Valuakursens effek på innenlandsk inflasjon er e slik forhold. Spesiel nevnes påvirkningen denne effeken har på innjening og dermed lønnsevne i K-sekor. E anne forhold er foruseningene om finanspoliikken. Dee rekkes frem på grunn av poensiale som ligger i øk bruk av oljefonde. Dermed vil vurderinger av 23

25 innfasingen av disse pengene spille en vikig rolle med hensyn på innenlandsk eerspørsel. Til ross for handlingsregelen som er uarbeide for bruken av disse midlene, peker rapporen på a den poliiske siuasjonen fikk senralbanken il å ana sørre veks i offenlige ugifer for 2001 og 2002 enn de som i realieen ble ilfelle. Grunnen il a bruken av penger ble mindre enn ana, var hovedsakelig nedgangen i inernasjonale aksjemarkeder og a underskudde på handelsbalansen ble sørre enn forusa. Norges Bank har ved flere anledninger a opp bruken av disse pengene og uryke i denne perioden sor bekymring. Rapporen mener a redselen og vurderingene il Norges Bank idlig i 2002 virker noe overdreve. Rapporen ar også opp Norges Banks berakninger i forhold il inernasjonal økonomi. Selv om bankens analyser var i råd med konsensus, mener rapporen a de var flere forhold i markede som idlig signalisere a uviklingen inernasjonal var på vei ned. Eksempler som nevnes er falle i aksjemarkede på 30 % fra april il juli 2002, sam sore finansskandaler som øke risikoaversjonen il invesorer. Norges Bank Wach 2003 anbefaler a de legges mer vek på signaler fra finansmarkede da dee kan gjøre a man fanger opp uviklingen idligere enn ved å vene på a rendene blir synlig i publiser saisikk. Med anke på 2-årshorisonen mener rapporen a senralbanken bør uøve mer fleksibilie. Dee med anke på kompromisse mellom sabilie i inflasjonen og produksjonen. Når inflasjonen er lang unna måle er dee eksra vikig og som Rødseh e. al. foreslår i sin rappor, bør anslagene preseneres for lengre perioder enn 2 år. En annen grunn il behove for mer fleksibilie i idshorisonen, er syklusen for hovedlønnsoppgjørene i Norge. De sise momene som Norges Bank Wach 2003 ar opp er dannelsen av inflasjonsforvenninger. Empiri viser a de er vedvarende regheer i inflasjonsprosessen. Dersom en periode med lav inflasjon fører il endringer i forvenningene, kan dee medføre a de ar lengre id å komme ilbake il måle. I en slik siuasjon vil de være nødvendig med krafigere virkemiddelbruk av senralbanken fordi lavere forvenninger vil øke realrenen og dermed gi en srammere pengepoliisk siuasjon. I sin helhe er rapporen forsikig med å kriisere Norges Bank for deres besluninger. Se i lys av den informasjonen som var ilgjengelig når besluningene ble fae, er de eer deres syn vanskelig å kriisere senralbanken. Moforesillingene mo den poliikken som er før kommer derfor frem mer som vikige punk hvor banken kan hene lærdom og bli bedre, enn som dårlig uførelse av mandae. Slik jeg ser de er de kun på e punk rapporen fremmer direke kriikk, og de er i forhold il senralbankens bruk og olkning av informasjon fra finansmarkedene. Da Norge innføre inflasjonsmål var e av argumenene sørre frihe i pengepoliikken. De ville dermed bli mulig for Norge å drive en konjunkurpoliikk som følger våre egne 24

26 konjunkursykler. Innfasing av avkasningen il oljefonde var også e god argumen. I perioden 2001 og frem il i dag har verden opplevd en lavkonjunkur. Fram il begynnelsen av 2003 hadde Norges Bank den oppfaning a man her i lande hadde serk press i økonomien, med andre ord en høykonjunkur. Senralbanken har derfor prakiser denne friheen som inflasjonsmåle skulle gi dem. Resulae har vær a kronen ble svær serk og gjorde en vanskelig id for norsk eksporindusri enda vanskeligere. I den forbindelse har noen økonomer men a dee er e bevis på a friheen i pengepoliikken ikke har vær oss il noe nye. For å oppsummere: De er alså slik a lavkonjunkuren har komme il Norge. Dee har gjor a de er sa fokus på kosnadsuviklingen i næringslive. Lønn og andre kosnader er sa under press, mens arbeidsledigheen har øk noe. Samidig har kjøpekrafen hold seg svær serk. Norges Bank har i løpe av 2003 og begynnelsen av 2004 senke renen mye. Dee er i konras il den praksis som idligere har vær annonser med små og gradvise reneendringer. Grunnen il a en ønske å endre renen gradvis er blan anne a man skal se an effekene av endringen, og a markede skal få id il å ilpasse seg. Fordi senralbanken har vær sene med renenedseelsene sine, har de nå fraveke fra denne praksis og senke renen med sore og raske seg. Mi fokus er inflasjonsanslagene. De ser u som a disse reffer dårligere og dårligere. Samidig er de flere økonomiske indikaorer som aler for en srengere pengepoliikk. For eksempel er låneveksen for privae husholdninger så sor a enkele fryker en prisboble i boligmarkede. Dermed er de fare for a man igjen vil oppleve en bølge med gjeldsofre slik man fikk eer jappeiden på 1980-alle. Slik siuasjonen er nå kan de virke som vi er inne i en ilsand som inflasjonsmålsyseme ikke har a høyde for. Nemlig a de kan være perioder der de er naurlig med inflasjon under måle. Jeg har i dee kapiele vis hva Norges Bank mener med inflasjon og noe av ankegangen deres rund inflasjonsprosessen. Eer a de i en lengre periode har lykkes god med sine prognoser og før en pengepoliikk som har medfør sabil inflasjon rund måle, har de nå bomme krafig. Dee har jeg diskuer med bakgrunn i den debaen som har vær rund dee emae og med egne innspill baser på den fremsillingen som er gjor i idligere avsni. I de nese kapiele vil jeg se på eorien for sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon. Dee er en sammenheng som Norges Bank legger lien vek på, men som vil være senral i den videre fremsillingen i denne oppgaven. 25

27 Kapiel 3 Teoreisk bakgrunn I dee kapiele skal jeg gi en redegjørelse for de eoreiske grunnlage som denne oppgaven bygger på. Kvanieseorien vil her være senral. De o førse avsniene gir en fremsilling av eorien og uviklingen som har vær fra de klassiske økonomene fram il og med monearismen. I avsni 3.3 ser jeg på de erfaringer som noen land gjorde på og 80- alle, hvor pengemengdeaggrega var vikig i pengepoliikken. Avsniene bygger på oversikslieraur som er bli gi av Friedman (1992) 10 og lærebok av Mishkin (1997) 11. Avsni 3.4 ar opp hvilken beydning monearismen og pengemengdeaggrega spiller i dagens pengepoliiske analyse. Dee avsnie er skreve på bakgrunn av Edward Nelson (2003). Avsluningsvis uleder jeg modellen som skal esimeres økonomerisk i de nese kapilene. 3.1 Kvanieseorien Selve ideen bak kvanieseorien kan spores flere hundre år ilbake. De er likevel vanlig å regne uviklingen av den radisjonelle kvanieseorien ilbake il Irving Fishers ugivelse av The Purchasing Power of Money i Teorien fyle den gang o funksjoner. Den ene var a den forklare endringer i de generelle prisnivåe. I illegg gjorde den rede for pengeeerspørselen. Fisher sin ugave av eorien var ransaksjonsbaser. De vikigse moive for å holde penger var a de ble bruk il å uføre ransaksjoner. Kvanieslikningen ble dermed skreve som: MV = PT, (3.1) hvor M er pengemengde, V omløpshasighe, P er prisnivå og T er anall ransaksjoner. Eer hver er denne ransaksjonsbasere formen bli ersae med en inneksbaser form. Dee 10 M. Friedmans eks er hene fra The New Palgrave Dicionary of Money and Finance Peer Newman, Murray Milgae og John Eawell (ed.) in hree volumes, 1992, hvor han er forfaer av emne quaniy heory of money. 11 Mishkin The economics of money, banking, and financial markes Fifh Ediion

28 medfører a T er bye u med nasjonalinnek (eller BNP), Y. I moderne lærebøker vil man se kvanieslikningen skreve som: MV = PY (3.2) De er flere grunner il denne endringen. For de førse er de prakiske problemer med å måle og definere ransaksjoner. Ved å bruke BNP forsvinner dee probleme. Den eoreiske forskjellen er likevel av sørre beydning. Denne går på hvilken funksjon penger har i økonomien. I inneksversjonen er den vikigse rollen for penger a de blir hold, ikke a de blir bruk som ransaksjonsmiddel. Dee har blan anne beydning for hvordan pengemengden defineres. Dee vil jeg komme ilbake il i avsni 3.2 hvor jeg presenerer monearismens bidrag il kvanieseorien. For å få frem hvordan kvanieseorien forklarer prisveks vil jeg a ugangspunk i likning (3.2). På logarimeform: m + v = p + y, (3.3) hvor små boksaver beegner logarimer. Skriver man førsedifferansen il en variabel som x = x x 1, blir kvanieslikningen på veksform: m + v = p + y, (3.4) dvs. a pengemengdeveks og veks i omløpshasigheen er lik inflasjon og veks i BNP. Teorien på sin enklese form anar a omløpshasigheen er konsan, dvs. = 0. Når man ser på uviklingen i BNP er de vanlig å skille mellom kor og lang sik. På kor sik kan de være il dels sore og varierende svingninger i eerspørselen som følge av a de ar id å gjenoppree en likevek eer e sjokk. Slike regheer har ikke samme beydning på lang sik. Da anar man gjerne a økonomien er i likevek med lukke produksjonsgap og full sysselseing. I en slik siuasjon er veksen i BNP gi av produkiviesveks og demografisk v uvikling, dvs. eksogen gi lik y. I Norge anar man for eksempel a rendveks i BNP er på ca 2,0 %. Da sår en igjen med en sammenheng hvor pengemengdeveksen og inflasjonen er endogene. Følger man en monearisisk radisjon går kausalieen fra pengemengde il priser. Sammenhengen kan da skrives som: 27

29 p = m y (3.5) Kvanieseorien sier alså a pengemengdeveks er den eksogene variabelen som besemmer inflasjonen på lang sik. 3.2 Den videre uviklingen av pengeeerspørselen og kvanieseorien Omren samidig som Irving Fisher uvikle sin kvanieseori sudere en gruppe økonomer ved Cambridge universiee i England, med Marshall og Pigou som de mes kjene, de samme emne. Deres ilnærming ar ugangspunk i den inneksbasere kvanieseorien som ble presener i forrige avsni. Eer deres syn hadde penger funksjon både som ransaksjonsmiddel og som lagringsmiddel for formue. Deres pengeeerspørselsfunksjon hadde følgende form: M d = k PY (3.6) Dersom k defineres som 1/V ser vi a likningen er idenisk med kvanieslikningen (3.2). Med noen forbehold vil en slik definisjon være korrek. E av disse forbeholdene er a Cambridgeøkonomene mene a k var avhengig av variabler som rener og forvene avkasning på ulike verdipapirer. Når penger brukes il å lagre formue vil man være nød il å a hensyn il forhold som rener, alernaive avkasningsraer, inflasjon og forvenninger om en usikker fremid. De vil også være naurlig å innføre e bredere pengemengdebegrep enn i Fishers eori. Uviklingen av kvanieseorien bane førs vei for eorien il John M. Keynes. Ifølge denne eorien er pengeeerspørselen besem av innek og en korsikig rene. Denne eorien forkase kvanieseorien og skulle bli den rådende eorien i nesen 30 år. Senere når monearisene med Friedman i spissen revialisere kvanieseorien, var de med bakgrunn i de idlige Cambridge-økonomenes arbeid. 28

30 3.2.1 Den Keynesianske pengeeerspørselsfunksjonen I sin eori fra 1936 la Keynes vek på inveseringer og sabilie i konsumfunksjonen fremfor pengemengden og sabilie i pengeeerspørselen. I den forbindelse mene han a finanspoliikk var de bese insrumene for å påvirke den økonomiske uviklingen. Denne eorien var funder på følgende foruseninger: Arbeidsledighe, eller undersysselseing som han kale de, var en normalilsand i økonomien. Under denne ilsanden ville pengeeerspørselsfunksjonen (også kal likvidies-preferansefunksjonen) være kjenneegne ved en svær usabil V som passiv ilpasse seg alle endringer i innek og pengemengde. I illegg anså han priser, og spesiel lønn, for å være rigide. Dermed blir forskjellen mellom reelle og nominelle sørrelser lie vikig for korsikige økonomiske svingninger. Keynes mene akørene hadde re moiv for å holde penger. To av disse, ransaksjonsmoive og forsikighesmoive, knye han il innek. Disse moivene anok han ugjorde en forholdsvis konsan andel av innek og ville derfor svinge i ak med inneken. De sise moive kale han spekulasjonsmoiv og dee var avhengig av renen. Han så for seg a man hadde valge mellom å holde penger eller obligasjoner når man skulle lagre formue. I så måe var de dagens rene og forvenninger om fremidig rene som var avgjørende for akørenes valg. Forvenningene ble ikke modeller eksplisi, men ble se på som en mulig årsak il svingninger og usikkerhe om fremidig rene. Ifølge eorien ville man holde penger når renen var lav. Når renen var høy ønske man derimo å holde obligasjoner. Sammenhengen mellom renen og pengeeerspørselen er derfor negaiv. Pengeeerspørselsfunksjonen uryke Keynes som en funksjon av korsikig rene, R, og innek: ( R + M d ) = f Y P, (3.7) Fordi kjøpekraf er av beydning for konsume, uryke Keynes eerspørselen ved realbalansen, M/P. Han argumenere for a akørene ønske å holde en forholdsvis fas andel kjøpekraf (realbalanser). En volail rene vil medføre sore svingninger i pengeeerspørselen. Dersom dee ikke skal ha effek på realbalansen, må de være en mekanisme som movirker endringene i pengeeerspørselen. Denne mekanismen mene Keynes var omløpshasigheen (ikke uryk eksplisi i likning (3.7)). For gi Y, vil omløpshasigheen gå opp når 29

31 pengeeerspørselen går ned som følge av høy rene. Dermed vil man ikke ha behov for å øke pengemengden som igjen ville påvirke realbalansen. Keynes mene a anagelsene som ligger il grunn i de klassiske modellene om fleksible priser og full sysselseing ikke er en god beskrivelse av økonomien. Han endre på disse foruseningene, og gav renen en vikig rolle i pengeeerspørselen. E av moivene for å uvikle eorien var a han ønske å forklare depresjonen på 1930-alle. Under depresjonen var den nominelle renen lav. Dee ble den gangen olke som a man føre en ekspansiv pengepoliikk. Ifølge kvanieseorien fører en slik poliikk il inflasjon. Dermed oppsod de e brudd mellom kvanieseorien og den siuasjonen man observere. Dee medføre a man rakk i vil relevansen og gyldigheen av kvanieseorien. I eerid har de vis seg a pengepoliikken ikke var ekspansiv, og a depresjonen lar seg forklare med kvanieseorien. Friedman (1992) peker på a poliikken il Federal Reserve redusere pengemengden med en redjedel i perioden 1929 il Probleme den gangen var a man ikke hadde daa ilgjengelig slik a man kunne måle pengemengdeveks. Derfor gjorde man den feilolkning a man rodde pengemengden øke fordi den nominelle renen var lav. Mishkin (1997) ar opp den samme problemaikken. Han viser il a realrenen i perioden variere mellom 7 og 10 prosen mens den nominelle renen var mellom 0 og 2 prosen. Se i eerid viser de seg alså a pengeilbude under depresjonen ble serk reduser og den deflasjonen man opplevde semmer overens med a prisuvikling er pengemengdebesem. En kan spørre seg om eorien il Keynes hadde få samme beydning og bli like populær, hadde man vær klar over disse faka idligere Friedman og kvanieseorien Med sin kjene arikkel The Quaniy Theory of Money: A Resaemen fra 1956 akualisere Milon Friedman kvanieseorien og uvikle den videre. Som jeg skrev i innledningen il dee avsnie basere Friedman seg på arbeide il de idlige Cambridgeøkonomene. Han mene a penger må ses på som e akivum og pengeeerspørselen må analyseres ved hjelp av poreføljevalgseori. For de som skal lagre formue er pengeeerspørselen avhengig av flere forhold. De ene er oal formue, hvor innek kan fungere som e mål. På grunn av svingninger på kor sik mene Friedman a e konsep som permaneninnek vil passe bedre. De vanligse og mes målbare 30

32 er imidlerid innek. Videre vil forvenede avkasningsraer på penger og andre akiva være vikig. For penger er dee ypisk rene og inflasjon. For andre akiva spiller fremidig pris en like sor rolle som rene, ubye og inflasjon. Avkasningsraer er ikke uavhengige av hverandre. I pengeeerspørselsfunksjonen vil de ypisk være uryk som forvene avkasning eller avkasning i forhold il hverandre, da de er dee som er av beydning for hvor man velger å plassere. I illegg kommer andre variabler som kan påvirke eerspørselen. Eksempler kan være forvene økonomisk sabilie eller ens poensielle innjeningsmulighe. Friedman diskuerer også pengeeerspørselen il bedrifer spesiel. Denne vil ikke være begrense av deres oale formue. Bedrifene syres av profimaksimering og inndelingen i ulike former for kapial besemmes av dee. I så måe vil man kunne reise kapial gjennom kapialmarkede dersom dee vil heve profien. Avkasningsraer vil også være vikige for bedrifer, da disse vil besemme neokosnaden ved å holde penger. Avkasningsraene som er av beydning for bedrifene, kan være forskjellige fra dem som er vikige for akører som bare skal forvale formuen sin. Igjen vil forvenninger om økonomisk sabilie og inflasjon også være vikig for bedrifer. Ta i beraking alle disse hensyn kommer Friedman frem il følgende pengeeerspørselsfunksjon: M d = f ( Y, R, π u P, ) (3.8) Her er funksjonen uryk som eerspørsel eer realbalanser og variablene er innek, Y, e se av avkasningsraer represener ved R, inflasjon, π og andre fakorer som påvirker eerspørselen, u. Omløpshasigheen som følger av denne pengeeerspørselsfunksjonen er i mye mindre grad påvirke av endringer i den korsikige renen. Dee kommer av a denne bare er en av mange avkasningsraer, og ikke den enese slik Keynes modellerer i sin funksjon. Resulae av en endring i den korsikige renen oppfaes derfor ikke il å føre il like sore svingninger som i Keynes sin modell. Derfor oppfaes også omløpshasigheen som mye mer sabil og lik den som blir presener i den radisjonelle kvanieseorien. 31

33 Monearisene og inflasjon Den nominelle pengemengden blir besem av forhold i penge- og finansmarkede, hvor pengepoliiske myndigheer (senralbanken) spiller en vikig rolle. Den reelle pengemengden derimo, blir besem i ineraksjonen mellom de nominelle ilbude og den reelle eerspørselen. I denne prosessen vil endringer i realeerspørselen ha ilbakevirkningseffeker på de nominelle ilbude. De samme vil gjelde når de nominelle ilbude endrer seg. I kvanieseorien regner man a disse effekene er relaiv små. Da kan variablene som besemmer de nominelle ilbude regnes som forskjellige fra de som besemmer realeerspørselen. Den nominelle pengemengden vil bli regne som fassa av ilbude, mens den reelle pengemengden blir besem av eerspørselen. I likevek må ilbude være lik eerspørselen. Dee kan skrives som en kvanieslikning: M S = Pf, ( Y, R, π u) (3.9) I prinsippe vil en endring i de underliggende variablene som besemmer ilbude kunne produsere en forandring i alle andre variabler. I praksis vil førserundeeffekene fra en endring i pengeilbude påvirke Y og R. Den endelige effeken derimo, vil hovedsakelig være på P. På dee område skiller monearisene og keynesianerne seg vesenlig fra hverandre. Den keynesianske ilnærmingen har fokus på korsikige endringer i konsum. Dermed er de nesen uelukkende disse førserundeeffekene som veklegges. Monearisene legger nesen ikke vek på førserundeeffekene. Deres fokus er akivabeholdningen. En økning i pengeilbude vil føre il ubalanse, og dermed vil man heve sin bealingsvillighe for å kvie seg med pengene man har il overs. Førserundeeffekene blir da regne som midleridige, og idshorisonen må økes for å se de endelige effekene på prisene. 32

34 3.3 Pengemengde og pengepoliikk Selv om Friedman publisere sin reformulering av kvanieseorien i 1956, var de førs på begynnelsen av 1970-alle a senralbanker fae ineresse for dee. Flere gikk da over il en pengepoliikk hvor man søke å få konroll over inflasjonen ved å redusere pengemengdeveksen. Blan de landene som innføre pengemengdeveksmål var USA, Canada, Sorbriannia, (Japan) og Tyskland. Verken USA, Canada eller Sorbriannia kan sies å ha lykes spesiel god med denne poliikken. Grunnene il dee er flere. For USA si vedkommende, er de sil spørsmål ved opprikigheen i deres binding il pengemengdemåle. Samidig som man fassae veksbånd for pengemengden hadde man smale bånd for syringsrenen. Dersom disse o ulike målene ikke lo seg gjennomføre skulle man søke å holde renen innenfor båndgrensene. I en siuasjon hvor renen presses over grenseverdien ville man da ypisk øke pengemengdeveksen for å nå renemåle selv om denne pengemengdeveksen føre il e brudd med pengeveksmåle. USA endre poliikken sin på sluen av Nå ble renebånde øk berakelig. Dee skulle man ro føre il a de ble leere å oppnå pengemengdemåle, men igjen vise de seg a pengemengdeveksen ble usabil. De har bli hevde i eerid a pengemengdemåle bare var e skalkeskjul for a senralbanken ikke skulle bli kriiser for å ha for høy syringsrene. Denne høye syringsrenen ble anse for å være nødvendig for å få buk med den høye inflasjonen. Med andre ord brydde man seg ikke så mye om hvordan de gikk med pengemengdemåle. Samidig ble de vanskelig å holde konroll med pengemengden på grunn av innovasjoner og dereguleringer i finansmarkede. Uover 1980-alle gjorde dee a man la mindre og mindre vek på pengemengden, og ilslu gikk man hel bor fra å bruke mål for pengemengdeveksen i pengepoliikken. Sorbriannia og Canada begyne noe senere enn USA med pengemengdemål. Heller ikke disse landene gikk seriøs inn for å holde veksen innenfor de bånd som var besem. Med sadige endringer i både båndene og definisjonen av pengemengden, kan en ikke si a poliikken var vellykke. Eer hver oppgav også disse landene denne poliikken. England gikk inn i faskurssamarbeide i EMS (e samarbeid de senere gikk u av for å forfølge prissabilie). Canada på sin side var en periode uen en ual pengepoliikk før de fikk inflasjonsmål. 33

35 Japan begyne førs i 1978 å legge vek på pengemengdeveks i pengepoliikken. Selv om de aldri offisiel band seg il pengemengdemål, ble de eer dee veldig fokuser på pengemengden. Senralbanken i Japan bruke i denne perioden renen som si operaive mål. Slik ligne deres poliikk på den som hadde vær før i USA gjennom 1970-årene. De a Japan klare å få konroll med inflasjonen under dee regime, viser a de å bruke rene som operaiv insrumen ikke er uforenlig med en poliikk som fokuserer på pengemengdeveks. Mishkin (1997) mener a de var viljen il å forplike seg, og ikke valg av operaiv insrumen som gjorde a erfaringene il USA og Japan ble så forskjellig. Tyskland må sies å være de lande som har ha sørs suksess med å bruke pengemengdemål. Igjen ser de u som a de er viljen il å binde seg il en poliikk som sørger for lav inflasjon som er de vikigse. Opp gjennom årene har pengemengdeveksen flere ganger gå over måle. Dee har likevel ikke før il a syseme har bru sammen. I sede har man make å senke veksen igjen slik a man har opprehold roverdigheen. Erfaringene fra Tyskland har gjor a pengemengdeveks har en vikig rolle i pengepoliikken som Den Europeiske Senralbanken fører i dag. I så måe er Tyskland de enese av landene som er presener her som fremdeles gir pengemengdeveks en vikig rolle i pengepoliikken. 34

36 3.4 Nyere eoreisk uvikling Flere forhold på 1980-alle gjorde a pengemengden ble illag mindre vek i pengepoliikken. Teoreisk har uviklingen gå samme vei. Spesiel arbeide il Taylor fra 1993 har endre måen man analyserer pengepoliiske besluninger på. Taylor vise a en enkel reneregel som basere seg på endringer i inflasjon og produksjon gav en god beskrivelse av pengepoliikken. Denne innsiken har ilreelag en framveks av småskalamodeller som analyserer pengepoliikk, konjunkursykler og inflasjon med reneregler. I arikkelen The fuure of moneary aggregaes in moneary policy analysis, publiser i Journal of Moneary Economics 50 (2003), gjør Edward Nelson e forsøk på å vekke kvanieseorien il live igjen. Her ser han eorien i lys av nyere uvikling, og da førs og frems i forhold il den såkale nykeynesianismen. Måle med arikkelen er å besemme om e pengemengdeaggrega forjener å bli bruk i besluningsprosessene il senralbanker. Diskusjonen il Nelson organiseres rund Friedmans påsand: Inflasjon er allid og alleseds e moneær fenomen. Denne påsanden gir Nelson følgende olkning: Dersom en senralbank skal illae en varig økning i inflasjonen på g prosen, må den illae en økning i pengemengdeveksen på g prosen. I illegg kan bevegelser i inflasjonen rund likevek for de mese forklares ved bevegelser i pengemengdeveksen. For a olkningen skal være gyldig må de illaes ilsrekkelig idsforsinkelse for a sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon skal eableres. Man må også være oppmerksom på a signifikane ubalanser kan forekomme. Dee gjelder spesiel ved ilpasningen il e ny pengepoliisk regime. Andre fakorer kan påvirke inflasjonen, for eksempel vil øk omløpshasighe per produser enhe være ekvivalen med en økning i veksraen il nominell pengemengde så san denne ikke endrer seg. Slike endringer forekommer både på kor og lang sik. Nelsons diskusjon skiller seg fra idligere arbeider ved a den ikke legger vek på debaen om sabilie i pengeeerspørselen; dvs. a han hevder a poengene i analysen er gyldige selv om pengeeerspørselsfunksjonen er usabil. 35

37 De nykeynesianske syne I de følgende ar jeg ugangspunk i: IS-kurve: y = E y + σr + ν, σ 0 (3.10) 1 > * Phillipskurve: π = βe π + + α ( y y ), 0 < β < 1, α 0 (3.11) 1 > Fisher-idenie: R = r + E π + 1 (3.12) * Her er R nominell rene, r er realrene. y og y er henholdsvis BNP og poensiel BNP på logarimeform og π er kvaralsvis inflasjon. Variablene R, ogπ er uryk som avvik fra r deres seady-sae verdi, mens variablene i likevek. y og y * er uryk som avvik fra den beregnede veksbanen il McCallum (2001), som Nelson henviser il, ersaer Fisher-idenieen med en Taylor-regel: * * ( E π π ) + µ ( y y ) + e µ, 0 Taylor regel : R = µ 0 + Eπ µ 1 + j 2 1 µ 2 > (3.13) Likningene (3.10), (3.11) og (3.13) kan man løse u med hensyn på variablene y,π og R. Disse likningene ugjør i så måe e kompele sysem. Pengemengdeveks er da overflødig for å beskrive inflasjonen. Dee er de nykeynesianske syne som er fremme av en del fremsående økonomer som Galí, Svensson og Woodford. Som McCallum (2001) fremhever, kan pengemengden komme inn ved å innføre en pengeeerspørselsfunksjon: m p = c0 + c1 y + c2r + η, c1 > 0, c2 < 0 (3.14) Her er variablene m og p pengemengde og priser på logarimeform, mens η er en sjokkparameer. Likning (3.14) vil ikke påvirke likeveksløsningene il de ovensående syseme (3.10), (3.11) og (3.13). De som skjer ved denne uvidelsen av modellen, er kun a man finner basispengemengden som er forenlig med likeveksløsningene il variablene y,π og R. 36

38 McCallum (2001) argumenerer mo de nykeynesianske syne. Han peker på a resonnemene deres hviler på anagelsen om a basispengemengden passiv ilpasser seg den økonomiske uviklingen. Denne anagelsen er nødvendigvis ikke rikig. Argumene il McCallum er a senralbankens mulighe il å konrollere renen sammer fra deres evne il å konrollere basispengemengden. Hvis andre akører enn senralbanken kan eksogen manipulere banen il m, vil likeveken bli annerledes. Da vil likningene (3.10), (3.11) og (3.14) besemme banen for y,π og R, og (3.13) vil være overflødig. De vikigse moargumene mo de nykeynesianske syne, som fremheve av både McCallum og Nelson, er følgende: Den langsikige sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon kan i seg selv være verdifull. Denne har ingen mopar i likningene som beskriver økonomien. I sede er den skjul i konsanleddene il de srukurelle relasjonene som ligger il grunn for likning (3.10)-(3.12), og blir således hold ilbake i de dynamiske likningene som er uryk som avvik fra seady-sae. Dermed forjener denne sammenhengen en spesiell saus som må sees på separa fra andre langidssammenhenger. Pengemengden og aggreger eerspørsel Jeg skal nå se på pengemengdens beydning i forholde mellom pengepoliikk og aggreger eerspørsel. I den forbindelse er spørsmåle om man kan mene a pengemengden er vikig for aggreger eerspørsel, uen a de da kreves a e pengemengdeledd inkluderes i ISfunksjonen. Denne debaen har radisjonel dreie seg om monearisenes fokus på pengeilbude mo den keynesianske renemekanismen. I den sammenheng illegges de monearisiske syn, vikigheen av roen på realbalanseeffeken. De vil si den simulans som skjer i konsume eller i den aggregere eerspørselen ved økning i finansiell kapial som følge av a realpengemengden øker. Nelson viser il a de både empirisk og eoreisk ikke finnes søe for å inkludere e realbalanseledd i IS-funksjonen. Dermed vil de bli gal å hevde a denne effeken er vikig. De en da må sille spørsmål ved, er om man må forkase den monearisiske olkning av ransmisjonsmekanismen? Ifølge Nelson er ikke dee nødvendig. Ved grundige sudier av eksene il vikige moneariser som Friedman, Schwarz, Melzer og 37

39 Brunner, kommer de frem a de eer deres syn finnes flere ransmisjonskanaler for pengepoliikk. Og når de gjelder realbalanseeffeken, så mene de a den ikke er vikig. Nelson legger sor vek på a pengemengdeveksen kan bli se på som en kvaniesmessig indikaor for den moneære siuasjonen forårsake av senralbankens poliikk. Dee begrunner han u fra følgende scenario: Senralbanken øker pengemengdeveksen noe som senker renen (f.eks. ved bruk av åpne markedsoperasjoner). Dersom de er reghe i inflasjonsfasseelsen vil reelle rener falle på kor sik og påføre svingninger i aggreger realeerspørsel relaiv il poensiel BNP og dermed i inflasjonen. Pengemengdeveks forklarer således inflasjonsdynamikken via effeken pengepoliikken har på aggreger realeerspørsel relaiv il poensiel BNP. Dermed genereres en korrelasjon mellom pengemengdeveks og inflasjon. Ifølge Nelson viser dee a pengemengdeveks har virkninger på økonomien. Virkningene er ikke direke, men går gjennom variasjon i alernaivkosnadsvariabler som inngår både i realpengemengden og i aggreger eerspørsel. I de videre skal jeg se nærmere på ISfunksjonen og senere på pengeeerspørselsfunksjonen. For å få frem hvorfor Nelson mener pengemengden har vikige indikaoregenskaper må man se på monearisenes olkning av renens beydning for eerspørselen. Friedman og Schwarz beskriver en moneær ekspansjon som økning i prisen på akiva og en reduksjon i renene. Forskjellen fra keynesiansk analyse er a markedsrenen bare er en lien del av de oale spekere av avkasningsraer som er relevan for aggreger eerspørsel. De ar alså il orde for a flere avkasningsraer enn den korsikige renen er vikig for aggreger eerspørsel. Beydningen il pengemengden i denne analysen kommer ikke fra en direke effek på realbalansen. I sede inneholder pengemengden informasjon om disse avkasningsraene. Dersom pengemengden fanger opp flere av disse ransmisjonskanalene, innehar den vikige indikaoregenskaper. Disse indikaoregenskapene sammer fra pengemengdens evne il å inneholde informasjon om subsiusjonseffeker og ikke formueseffeker av pengepoliikk. Denne hovedveken på subsiusjon fremfor formueseffeker er konsisen med dagens modeller. Ser man ilbake på IS-funksjonen (3.10) så inneholder denne bare en rene. Dee semmer dårlig med monearisenes syn på ransmisjonsmekanismen og argumene om a de eksiserer flere avkasningsraer som er vikige for aggreger eerspørsel. Nelson skriver a selv om ISfunksjonen bare inneholder en rene, er ikke dee nok il å forkase den monearisiske måen å olke ransmisjonsmekanismen på. De er vikig å merke seg a IS-funksjonen også 38

40 inneholder forvene produksjon. Man kan olke dee som a de inkluder i denne variabelen ligger forvenninger om fremidige kore og langsikige realrener som er senrale for priva sekors besluninger om dagens og fremidens konsum. Modellens ransmisjonsmekanisme er i så måe mer sofisiker enn i en sandard IS-LM lærebok analyse hvor bare en rene inngår, og dee gir modellen egenskaper som er mer i råd med den monearisiske ankegangen. Denne fremoverskuende egenskapen ved aggreger eerspørsel, gjør a pengemengden har en vikig indikaorrolle for den makroøkonomiske ilsanden. De er imidlerid ikke mulig å skille denne indikaorrollen for pengemengden fra spørsmåle om hvordan man spesifiserer pengeeerspørselsfunksjonen i modellen. Som jeg vil se på i nese del, er uenigheen på dee område mellom den nykeynesianske og monearisiske ilnærmingen fremdeles beydelig. Den monearisiske ransmisjonsmekanismen Ovenfor gjorde jeg rede for hvordan IS-likningen ar hensyn il flere avkasningsraer ved a forvene produksjon er inkluder. Jeg skal nå a for meg pengeeerspørselsfunksjonen og spesifiseringen av denne. Dersom de er de samme avkasningsraene som har virkning på både aggreger eerspørsel og pengeeerspørselen, har dee beydning for spesifikasjonen il LM-funksjonen. LM-funksjonen inneholder bare en korsikig rene. Nelson mener derfor a de ikke passer å bruke denne. I sede argumenerer han for å bruke en pengeeerspørselsfunksjon som likner på den Friedman ulede. På denne måen kan dagens nykeynesianske modeller ilføres en ny dimensjon. Indikaoregenskapene il pengemengden kommer da ydeligere frem gjennom a avkasningsraene blir spesifiser i modellen. Nelson viser il a den Friedmanske pengeeerspørselsfunksjonen ikke er forerukke i dagens eoreiske analyse. En ugave av en slik eerspørselsfunksjon er å ersae den korsikige renen i en sandard funksjon med en langsikig rene. På sidene henviser Nelson (2003) il empiriske arbeider fra 2001 gjor av Anderson og Rasche, fra 1998 av Melzer og fra 2002 av Gerlach og Svensson, som alle søer sammenhengen mellom en langsikig rene og pengeeerspørselen. Dermed konkluderer han med a man har empiri som viser en robus rolle for langsikige rener i pengeeerspørselsfunksjonen. En modell med langsikig rene som den relevane alernaivkosnaden følger fra opimeringsanalyse. Argumene er a kosnader forbunde med endring av porefølje medfører endringer i pengeeerspørselen. Slike endringer kan ha si opphav fra endring i 39

41 fremidige kore og dermed lange rener, og disse er dermed relevane for dagens besluninger om pengeeerspørsel. Avsluningsvis i arikkelen il Nelson blir de presener en empirisk modell. Denne har de nykeynesianske egenskapene som har komme frem i diskusjonen så lang. I illegg er de en pengeeerspørselsfunksjon som ar hensyn il både langsikige og korsikige rener. Resulaene han presenerer viser a med en slik spesifisering av pengeeerspørselsfunksjonen blir modellen bedre enn med den radisjonelle funksjonen. Dee empiriske resulae ar han il innek for si syn om a pengemengden må illegges mer vek når pengepoliiske besluninger skal faes. Inflasjonsdynamikk Den nykeynesianske modellen bruker Phillipskurven for å beskrive inflasjonsdynamikken. Denne er spesifiser slik a priser juseres i lys av dagens og fremidig markedssiuasjon. Pengemengden inngår ikke i denne spesifiseringen. Dersom man mener a pengemengden er vikig for inflasjonsanalyse skulle en ro a en monearisisk ilnærming ilsa a pengemengden burde inngå direke i analysen, for eksempel i Phillipskurven. I så fall må dee kunne påvises empirisk. Nelson mener dee ikke er nødvendig. De å bruke den radisjonelle Phillipskurven for å beskrive inflasjonsdynamikken er i råd med a inflasjon er e moneær fenomen. Grunnen il dee er a i en verden med rigide priser vil pengepoliikken virke gjennom aggreger realeerspørsel. Når uviklingen i priser er syr av e mål på overskuddseerspørsel eller kosnadspress, er dee i harmoni med en kvanieseoreisk ilnærming. De a pengemengdeveks forklarer inflasjonsprosessen gjennom pengepoliikkens effek på realeerspørselen relaiv il poensiel BNP, må sees i sammenheng med analysen av konsekvensene e ikke-moneær sjokk har for inflasjonen. Ifølge lærebokfremsillinger fører slike hendelser il vedvarende inflasjon kun dersom senralbanken illaer en varig økning i pengemengdeveksen. For eksempel vil e kosnadssjokk som øk oljepris redusere poensiel BNP, og bare dersom pengemengdeveksen øker permanen relaiv il produksjonsveksen vil dee gi varig økning i inflasjonen. Hovedpoenge når de gjelder inflasjonsdynamikk er a de å bruke Phillipskurve for å beskrive inflasjonsprosessen er hel i råd med kvanieseorien og de monearisiske syne på 40

42 inflasjon. Den påsåe vikigheen il pengemengdeaggrega for besemmelse av inflasjon hviler ikke på en direke kanal som binder pengemengdeveks il inflasjon. Kvanieseorien hevder heller ikke dee. På samme id som a pengemengden ikke skal inkluderes i Phillipskurven, gir de mening å esimere en likning hvor pengemengdeveks forklarer inflasjon. Baser på ovensående ideer har Nelson ese denne langsikige sammenhengen med månedsdaa fra USA for perioden I likningen som esimeres inngår idsforsinke pengemengdeveks som enese forklaringsvariabel foruen konsanledd. Resulae av regresjonen er gi ved likning (3.15): A π A A A 2 = M M M 2 48, R = (3.15) A A hvor er årlig inflasjon mål ved konsumprisindeksen (CPI) og M 2 er årlig π pengemengdeveks mål ved (amerikansk) M2. Pengemengdeveksen er idsforsinke med o, re og fire år. i En måe å evaluere resulae av regresjonen er å undersøke summen av koeffisienene il pengemengdeveksen. En ren kvanieseoreisk berakning ilsier langsikig homogenie mellom inflasjon og pengemengdeveks. Dee beyr a koeffisienene il pengemengdeveksen skal summeres il 1. I denne regresjonen blir summen 0,815 noe som Nelson mener søer opp under kvanieseorien. Nelson finner med andre ord en saisisk signifikan sammenheng mellom inflasjon og pengemengdeveks for amerikanske daa. Inflasjon og pengepoliisk regime Enkele økonomer har ha behov for å knye analysen av inflasjon opp mo valg av pengepoliisk regime. I den forbindelse skriver Svensson i en arikkel fra : De er høy korrelasjon mellom pengemengdeveks og inflasjon på lang sik. En kan likevel ikke besemme kausalie fordi begge er endogene variabler. Kausaliesreningen er avhengig av hvilken pengepoliikk som føres. I e seng regime med inflasjonsmål eller e sreng regime med pengemengdeveksmål, kan begge variablene gjøres eksogen i forhold il den andre. 12 Kilde: Nelson (2003). 41

43 Nelson mener de ikke er nødvendig å gjøre forholde mellom pengemengdeveks og inflasjon avhengig av pengepoliisk regime. Moneariser har lenge vedkjen a pengepoliikken gjør pengemengdeveksen il en ilsand i økonomien. Likevel ser man de som frukbar å berake inflasjon som syr av bevegelser i pengemengdeveksen. I lys av dee kan Friedmans påsand illegges samme olkning på vers av ulike regimer. For å illusrere dee, viser Nelson il en del fellesrekk som har beskreve forholdene i USA og Sorbriannia for de mese av de sise 50 årene. Inflasjon har, under alle pengepoliiske regimer, vær en endogen variabel som er avhengig av uviklingen i poensiel BNP, aggreger eerspørsel, osv. Videre har pengemengdeaggrega aldri bli bruk som pengepoliisk insrumen. Dee har primær vær korsikig nominell rene. De siende regime har il en hver id ha den oppfaning a pengemengdeveksen beveger seg som følge av a realsjokk påvirker økonomien. De sise Nelson ar opp er a pengemengdeveks ikke er upåvirke av pengepoliiske besluninger. Disse besluningene innebærer e mønser for pengemengdeveksen. Ana a realsjokk følger en gi bane og man forear operasjoner som hever renen, dee vil redusere pengemengdeveksen. På den måen kan pengemengden fungere som en kvaniessideindikaor for de moneære forholdene som oppsår som følge av senralbankens poliikk, selv om pengemengden ikke er de operaive insrumene. En slik indikaorrolle har jeg allerede skisser. På samme id er de klar a pengemengden er følsom også for annen påvirkning som både kan svekke og syrke indikaorrollen (eksempler kan være endre omløpshasighe eller a den innehar informasjon om fremidige bevegelser i aggreger eerspørsel). Baser på denne gjennomgangen finner ikke Nelson de rikig a man i regimer med inflasjonsmål kan berake inflasjon som eksogen. Måle er eksogen, men inflasjonen besemmes endogen ved pengepoliiske besluninger som skal movirke sjokk i produksjonsgape og i andre variabler. Samidig er de ikke nødvendig å berake pengemengdeveksmål som de enese regime hvor pengemengdeveks kan gi oss informasjon om den pengepoliikken som føres. Oppsummering I Nelson (2003) argumeneres de serk for å gi pengemengde en senral rolle i analysen av inflasjon. Her ilbakeviser han lang på vei argumenene il mosanderne av dee syne. E 42

44 senral poeng i arikkelen il Nelson, er a dagens modellappara er forenlig med den monearisiske forsåelsen av inflasjon. Han peker likevel på a disse modellene kan forbedres dersom man ilfører en pengeeerspørselsfunksjon som er i råd med den Friedman ulede. Selv om de innenfor enkele miljøer er sor uenighe med synspunkene il Nelson, mener ikke alle mosanderne a forbindelsen mellom inflasjon og pengemengdeveks er irrelevan. Svensson ualer i en arikkel fra , a pengemengdeaggrega kan ha en meningsfull rolle innenfor e rammeverk med inflasjonsmål som indikaorer, og deres verdi må bedømmes eer hvor god disse kan predikere inflasjon. Svensson har også gjor de klar a inflasjon og pengemengdeveks er e korreler uen a han kan si a dee kommer av a pengemengdeveks fører il inflasjon. I så måe kan en si a de er av ineresse for flere enn bare moneariser å se på sammenhengen inflasjon og pengemengdeveks. Se i lys av dee, vil jeg i nese avsni a for meg en lien åpen økonomi. Modellapparae som har vær ugangspunk for diskusjonen i dee avsnie renger da noen modifikasjoner. Baser på modellen for den åpne økonomien vil jeg så ulede en likning for besemmelse av inflasjon som senere i oppgaven esimeres ved regresjonsanalyse. Denne modellen er relaiv enkel og kan berakes som umoderne i den forsand a den inkluderer pengemengde eksplisi i inflasjonsfasseelsen. 13 Kilde: Nelson (2003). 43

45 3.5 En lien åpen økonomi I avsni 3.4 ble de presener e nykeynesiansk modellappara som beskrev økonomien ved likningene (3.10) (3.12). Denne modellen var beregne på en lukke økonomi. For a modellen skal beskrive en lien åpen økonomi kreves de noen endringer. I en åpen økonomi vil inflasjon og produksjon påvirkes av forhold som valuakurs og prisnivåe il imporere og eksporere varer. Ved å følge Clarida e. al. (2001) kan disse forholdene aes hensyn il ved å inkludere en konkurransekurs: IS-kurve: E y σ ( R E π r ) + ν, 0 y (3.16) = σ > * Phillipskurve: π = βe π + + α ( y y ), 0 < β < 1, α 0 (3.17) 1 > * 0 Konkurransekurs: = φ( y y ) + s, φ > 0 s (3.18) IS-kurven er en kombinasjon av likningene (3.10) og (3.12). Phillipskurven er idenisk med likning (3.11), mens likning (3.18) besemmer konkurransekursen, 14. Konkurransekursen øker med produksjonen innenlands og er dermed posiiv relaer il produksjonsgape. Grunnen er a en innenlandsk produksjonsøkning krever a relaiv pris på hjemlandsvaren reduseres for a markede skal klarere. Dee kan skje enen ved en depresiering eller en reduksjon i prisen på hjemlandsvaren. er seady-saenivåe il konkurransekursen. Denne blir blan anne besem av grad av åpenhe i økonomien og de relaive produksjonsforholde mellom inn- og uland. Siden en på lang sik vil ha a produksjonen er lik den poensielle, innebærer (3.18) en forusening om a kjøpekrafsparie gjelder på lang sik. 0 s s I dee syseme er den nominelle renen, R, valgvariabel og baser på den eksogene banen il nominell rene løses de endogene variablene y,π og s. 14 U I Konkurransekursen er definer ved: s e + p p, hvor s er konkurransekursen, e er nominell p = valuakurs og er pris i henholdsvis uland og innland marker med heve U og I. 44

46 I råd med idligere diskusjon kan syseme som beskriver økonomien uvides slik a en pengeeerspørselslikning inkluderes: m p = c0 + c1 y + c2r + η, c1 > 0, c2 < 0 (3.19) Likning (3.19) er den samme som ble presener som likning (3.14) i avsni 3.4. En forskjell er dog a prisvariabelen, p, nå vil være sammensa av både innenlands - og uenlandsprisen. (3.19) spiller nå samme rolle som i den lukkee økonomien nemlig å besemme konsanleddene (skjul) i (3.16)-(3.18), jfr. diskusjonen i 3.4 avsni De nykeynesianske syne. U fra diskusjonen il Nelson er de en langsikig sammenheng mellom inflasjon og pengemengdeveks. Ifølge ovensående presenasjon vil ikke de a man har en åpen økonomi endre på dee bilde. Imidlerid er de slik a når økonomien er åpen må man forholde seg il o prisnivåer, e innenlandsk og e uenlandsk. Den langsikige sammenhengen mellom inflasjon og pengemengde vil således bare gjelde for de man kan kalle innenlandsk inflasjon. I forhold il den oale inflasjonen vil en andel samme fra uenlandsprisen. Hvor mye inflasjon som på denne måen imporers blir besem av graden av åpenhe. Baser på disse forholdene kan de uledes en likning som besemmer den oale inflasjonen. En vanlig anagelse i en lien åpen økonomi er a de finnes o sekorer, en skjerme sekor og en konkurranseusa sekor. Disse produserer hver sin vare, en innenlandsk i S-sekor og en uenlandsk i K-sekor. Prisen på varen i S-sekor beegnes P mens P er pris på konkurranseusa vare. S U * For den konkurranseusae varen er hjemlande så lie a prisen er eksogen gi og lik. Sjernen beyr a prisen er mål i uenlandsk valua. I hjemlandes valua vil prisen derfor bli besem ved: P U * P U = ep U (3.20) Her er * P U fabrikkprisen på K-varen i ulande. Dee er enk å være en leveransepris i hjemlandes havn mål i uenlandsk valua. For a varen skal prises i hjemlandes valua mulipliseres prisen med valuakursen, e - mål som hjemlandes valua per uenlandsk 45

47 valuaenhe. Prisen på K-varen deles alså inn i o komponener og vil sige når kronen svekkes og når * P U øker. Prisen på skjerme vare er ana å være påvirke av pengemengden og dee kan urykkes ved en funksjon: P S ( M ), g' ( ) > 0 = g M (3.21) En veke konsumprisindeks, P, besående av disse o varene kan da skrives: α P = P S ep U * 1 α ( ), α > 0 (3.22) I henhold il likningene (3.20) og (3.21) er konsumprisen påvirke av pengemengden og uenlandsprisen. Konsumprisindeksen kan dermed urykkes som en funksjon: * ( M P ) P = f (3.23), U Denne likningen sier a innenlandsk prisuvikling blir besem av innenlandsk pengemengdeveks og imporer prisveks. Under forusening om a kjøpekrafsparie er oppfyl, er pengemengdeveks kilde il inflasjon gjennom øke priser i S-sekor og ved svekke * valua. Imporer inflasjon blir definer som en økning i P U. Med ugangspunk i likning (3.23) er de mulig å ulede en modell som kan esimeres økonomerisk. Dersom f( ) represeneres ved en Cobb-Douglas funksjon og jeg inkluderer e konsanledd og e resledd, kan modellen skrives: P = KM β β 1 * 2 PU e ε (3.24) Ved logransformasjon blir dee: * p = k + β m + β p + ε 1 2 U (3.24 ) Til slu innføres dynamikk, slik a modellen blir represener ved en auoregressiv disribued lag (ADL) modell: 46

48 (3.25) n i i U i n i i i n i i i p m p p ε β β β β = = = = 0 * Foskrif angir idspunk og foskrif i angir anall perioders idsforsinkelse. Konsanledde K blir represener ved β 0. Foruen pengemengde og uenlandspriser, er idsforsinke vensresidevariabel inkluder som forklaringsvariabel. Dee er en generell fremsilling av modellen. Den endelige modellspesifikasjonen vil bli presener i kapiel 5 sammen med esimeringsresulaene. 47

49 Kapiel 4 Beskrivelse av variablene og deres idsserieegenskaper 4.1 Definisjon av variablene I regresjonsanalysen vil de bli bruk re variabler, konsumprisindeksen, de brede pengemengdeaggregae M2 og en uenlandsprisindeks sa sammen av nominell effekiv valuakurs og imporprisindeks for Norge. Alle variablene er hene fra IFS daabase, CD- Rom ugaven for februar Pengemengde defineres forskjellig u fra hvor likvide pengene regnes. I denne analysen vil jeg benye de brede pengemengdebegrepe M2. Denne pengemengdedefinisjonen besår av sedler og myn, innskudd på ransaksjonskoni (i norske kroner eller valua) i Norges Bank og forrenings- og sparebanker sam pengeholdende sekors øvrige bankinnskudd inklusive bankserifikaer. Bundne innskudd inngår ikke i pengemengden 15. Som nevn i kapiel 2, vil endring i konsumprisindeksen brukes som mål på innenlandsk prissigning. Dee er i råd med vanlig praksis når man analyserer inflasjon. Hel problemfri er dee likevel ikke. For eksempel ar ikke endringer i KPI hensyn il kvaliesforbedringer. Likeså kan uvalge av varer og jeneser medføre e problem. Dersom prisen på enkele varer og jeneser som har en relaiv sor vekandel i KPI øker, kan de gis innrykk av a man har en allmenn prissigning mens de egenlig er snakk om en endring av relaive priser. Ellers vil jeg vise il debaen i kapiel 2 vedrørende bruk av ulike mål på inflasjon. I Kvilekval e. al. (1998) ble de komponer en egen uenlandsprisindeks som mål på prissigning i ulande. Den samme indeksen vil jeg benye i min analyse. Denne besår av en 15 Definisjonen er hene fra Norges Bank, IMF har li ulike all i sine serier, men forskjellene er svær små. Dee skulle ilsi a de opererer med en noe annen definisjon. I november 2000 endre NB sine definisjoner for å få dem mer i råd med IMF. Den mes vesenlige forskjellen er a ubenyede kredier er uela. De har ikke vær mulig å finne IMF sine nasjonale definisjoner. I sede viser de il Moneary and Financial Saisics Manual, hvor IMF redegjør generel for sin definisjon av Broad Money. 48

50 imporprisindeks mål i norske kroner som er mulipliser med nominell effekiv valuakurs (og del på 100). Fordelen med dee er a man unngår å få valuakurssvingninger med i indeksen, noe som kunne før il en urikig fremsilling av prisuviklingen i ulande. Disse variablene er nok ikke hel kompaible, men av mangel på en offenlig ilgjengelig og akseper uenlandsprisindeks anser jeg denne som e god alernaiv. Tabell 4.1: Variabeldefinisjoner Variabel Definisjon M2 Sedler og myn, innskudd på ransaksjonskoni i NB og andre banker sam pengeholdende sekors øvrige innskudd på bankkoni inklusive bankserifikaer. KPI Konsumprisindeksen UVI Imporindeks for Norge. En Paasche indeks med veker baser på ransaksjonsdaa. NEER Nominell effekiv valuakurs for Norge. P* Uenlandsprisindeksen for Norge, komponer på bakgrunn av UVI og NEU. Daasee er kvaralsdaa fra 1960(1) il 2001(4). Observasjonene for prisindeksene er periodegjennomsni med 1995 sa lik 100. Pengemengdeobservasjonene er gjor i sluen av hver periode og mål i milliarder kroner. For M2 mangler de observasjoner for 1. og 2. kvaral i Disse er ersae med all fra Norges Bank. Ifølge Eirheim (1998) knyer de seg noe usikkerhe il observasjonene fra denne iden pga målefeil i forbindelse med dereguleringen av finansmarkede. 4.2 Variablenes idsserieegenskaper Sokasisk prosess, idsserier og sasjonarie I denne analysen brukes idsseriedaa. Formel kan en idsserie beskrives som en sokasisk prosess. Med de menes en ordne sekvens av ilfeldige variabler hvor hver observasjon har en egen sannsynlighesfordeling. For hver periode vil den relevane variabelen a en besem verdi, og il sammen ugjør dee en sokasisk prosess. En vikig egenskap ved en sokasisk 49

51 prosess er om den er sasjonær eller ikke. Med sasjonær menes a idsserien har konsan forvenning, varians og a kovariansen bare er avhengig av forskjellen i id mellom periodene 16. Makroøkonomiske idsserier er ofe prege av render. Dee gjør a de ikke oppfyller krave il sasjonarie. De er spesiel o yper render som forekommer i ikke-sasjonære prosesser, sokasisk og deerminisisk rend. En serie med deerminisisk rend vokser med en konsan sørrelse for hver periode. I en prosess med sokasisk rend, er de idligere ilfeldige komponener som påvirker prosessen. En ilfeldig variasjon i prosessen på e idspunk vil ha en ikke-avakende beydning for prosessen på alle senere idspunk. En sokasisk rend kan fjernes ved differensiering, og man sier a en slik prosess er differansesasjonær. Generel kan en si a en variabel som må differensieres d ganger for å bli sasjonær, er inegrer av orden d, forkore I(d). Prosesser med deerminisisk rend gjøres sasjonære ved å inkludere rend variabel i regresjonen. Disse er sasjonære rund en rend og man sier a de er rendsasjonære så frem feilledde oppfyller de klassiske beingelsene. De er ikke uvanlig a idsserier i praksis inneholder begge yper rend. Dee aes de hensyn il i esene jeg skal gjennomføre for å avgjøre sasjonariesegenskapene il variablene. Når variablene en skal bruke i en regresjon er ikke-sasjonære, vil ikke de klassiske foruseningene for bruk av minse kvadraers meode (MKM) være oppfyl. Blan anne vil man ikke lenger kunne bruke sandard -fordeling og dermed blir ikke esene gyldige. Bruker man likevel MKM på variabler som inneholder rend, vil man oppleve problem med spuriøs korrelasjon. Med de menes a resulaene skyldes ilfeldigheer og er meningsløse. Sammenhengene en finner mellom variablene vil være svær signifikane og deerminasjonskoeffisienen, 2 R, vil bli høy Tes for sasjonarie De kan benyes grafisk analyse av variablene når en skal besemme deres inegrasjonsorden. En slik analyse kan ikke ersae saisiske eser, men være e supplemen. Jeg har derfor en 16 Dee er definisjonen av svak sasjonarie, som er ilsrekkelig i dee ilfelle. 50

52 grafisk presenasjon av variablene i Appendiks 1. Her vil jeg gjøre rede for den saisiske esen som blir bruk for å undersøke sasjonariesegenskapene il variablene. Tesen kalles ADF-esen og er en uvidelse av den enkle Dickey-Fuller-esen. Siden prinsippene bak esene er de samme, vil jeg førs gjøre rede for Dickey-Fuller-esen. Dickey-Fuller-esen Tesen ar ugangspunk i følgende modell: Y = ρ 1 + ε, hvor resledde er hvi søy. (4.1) Y Parameeren ρ avgjør hvorvid dee er en sasjonær prosess eller ikke. Dersom absoluverdien il ρ er mindre enn 1 vil Y konvergere. Er absoluverdien 1 eller sørre, er idsserien ikke-sasjonær og variansen vil være en funksjon av iden. Tilfelle med ρ = 1 kalles en random walk. Denne er ineressan fordi førsedifferansen er sasjonær. En enk esprosedyre kunne være å esimere denne modellen med MKM og ese H 0 H A 0 mo hypoesene : ρ = 1 og : ρ < 1. Dersom man forkaser H er modellen en sasjonær førseordens auoregressiv prosess, AR(1). Probleme her er a esene vil være ugyldig dersom prosessen ikke er sasjonær. For å unngå dee uvikle Dickey og Fuller en es. Trekker man fra begge sider i likning (4.1), og innfører differanseoperaoren, får man: ρ Y 1 på 2 Y = π Y + ε, π = ρ 1, ε IID (0, ) (4.2) 1 σ Nullhypoesen er π = 0, dvs. prosessen er en random walk mo alernaivhypoesen π < 0 som beyr a vi har en AR(1). Dee eser vi med en ype -es hvor esobservaoren kan skrives som * = π / s π. Fordelingen il * er forvenningsskjev oppover og kriiske verdier er funne ved simuleringer. Disse verdiene er implemener i PcGive, som er saisikkprogramme jeg benyer i denne oppgaven. Jeg har nå beskreve esen på dens enklese form. I illegg kan en uvide esen med de deerminisiske komponenene drif, α, idsrend, og/eller sesongsvingninger, δ S : 51

53 Y = α + β + δs + π Y 1 + ε (4.3) ADF-esen I illegg il a idsserier ofe ikke oppfyller krieriene il sasjonarie, vil regresjoner av ypen (4.2) ofe ha auokorrelasjon (AK) i feilledde. I den vanlige DF-esen blir ikke dee a hensyn il. Der er anagelsen a feilledde er hvi søy. Uvidelsen av esen er gjor for å bøe på dee probleme. ADF-esen inkluderer idsforsinke vensresidevariabel som eksra forklaringsvariabel. Vi får da følgende modell: Y = α + β + δs + π Y + k 1 + γ i Y i ε (4.4) i= 1 Sørrelsen på k besemmes av hvor mange idsforsinkede urykk som kreves før E ( ε, ε ) = 0 k, dvs. ingen AK i feilledde. De finnes flere eser for å besemme inegrasjonsordenen il idsserier. Jeg har valg ADF-esen, da den er mye bruk og gjerne regne for å være den mes effisiene av de enkle sasjonariesesene Resula av ADF-esene Alle variablene er ese på nivåform og på førsedifferanseform. Fordi jeg ikke kjenner variablenes daagenererende prosess, er de vanskelig å vie hvilke deerminisiske ledd som skal inkluderes i esene. Tesene er derfor rapporer med fire ulike alernaiver. Konsanledd er valg å ha med i alle alernaivene da de ikke er rolig a noen har gjennomsni lik null. Få variabler har kvadraisk rend, likevel er rend inkluder i ilfelle variabelen er sasjonær rund en rend. De er også ese om sesong bør as med. Siden de her er snakk om kvaralsdaa, har jeg valg k = 5, slik a de blir a hensyn il sokasisk sesongpåvirkning. 52

54 Tabell 4.2: Resulaer av ADF-esene: Med konsan Med konsan og Med konsan og Med konsan, rend sesong rend og sesong Variabel kpi p* m Dkpi ** (2) ** (2) * (2) * (2) Dp* ** ** ** ** Dm * * * * Noer il abell 4.2: 1. Alle variablene er på logarimeform. 2. Alle verdier er -adf med 5 lag, uenom for verdiene il Dkpi som er med 2 lag. 3. Kriiske verdier er implemener i PcGive og er merke med henholdsvis en sjerne for 5 % signifikansnivå og o sjerner for 1 % signifikansnivå. Av abellen kan vi se a ingen av variablene er sasjonær på nivåform. På førsedifferanseform er uenlandsprisindeksen og pengemengden sasjonær når k er sa il 5, mens for konsumprisindeksen må k reduseres il 2. Når de gjelder hvilke deerminisiske ledd som skal inkluderes, gir ikke esene noe enydig svar. Alle esene oppnår signifikane verdier. Baser på esene kan jeg dermed ikke uelukke noen av alernaivene. Jeg velger å konkludere med a regresjon mellom variablene må foregå mellom førsedifferansene. Hvilke deerminisiske komponener som skal inkluderes i illegg il konsan, forvener jeg a den videre analysen vil gi svar på. 53

55 Kapiel 5 Koinegrasjon og likevekjuseringsmodellen I dee kapiele vil jeg bygge videre på resulae fra inegrasjonsanalysen i forrige kapiel. For a I(1) variabler skal kunne benyes i en regresjon, må de eksisere en sammenheng som gjør a feilledde blir I(0). Når en slik sammenheng eksiserer, sier man a variablene er koinegrere. Jeg skal i nese avsni gi en kor redegjørelse for hva koinegrasjon er, og hvordan man eser for dee. Baser på resulaene av esen vil jeg avslue kapiele med en likevekjuseringsmodell. 5.1 Koinegrasjon En av egenskapene ved inegrere prosesser er a en lineær kombinasjon mellom slike serier vil være inegrer av den høyese orden som inngår i kombinasjonen. Generel vil regresjon mellom inegrere variabler da medføre a feilledde blir inegrer av orden høyere enn null. Dee er e brudd på de klassiske foruseningene for MKM som krever a feilledde er I(0). De viser seg a i noen spesielle ilfeller kan en lineær kombinasjon av I(d) prosesser være inegrer av lavere orden enn d. Variablene er da koinegrere og de finnes en langsikig sammenheng mellom dem. En mer korrek definisjon vil være: Tidsserier er sag å være koinegrere av orden d, b, CI(d, b), dersom de er inegrer av orden d og de eksiserer en lineær kombinasjon mellom dem som er inegrer av orden d-b hvor b>0. I kapiel 4 kom jeg frem il a variablene jeg bruker er I(1). Jeg skal nå ese om de er koinegrere Tes for koinegrasjon Engle og Granger uvikle idlig en es for koinegrasjon mellom o variabler. De er senere uarbeide eser som kan benyes i mulivaria analyse og som i illegg har bedre saisiske egenskaper. Den meoden jeg vil bruke er baser på en vekor auoregressiv represenasjon (VAR) som ble uvikle av Johansen 17. I en VAR-modell er hver variabel forklar ved sine 17 For en ufyllende beskrivelse av meoden, se Banjeree e. al. (1993) eller Doornik og Hendry (2001). 54

56 egne idsforsinkede verdier, sam de idsforsinkede verdiene il alle andre variabler i syseme. Siden alle variablene i syseme inngår som forklaringsvariabler når hver enkel variabel forklares, regnes en VAR-modell som e full endogeniser sysem. Tesen ar ugangspunk i den generelle VAR-modellen med k perioders idsforskyvning: k i = 1 i + ( 2 y = Φ y v hvor v ~ IN 0, σ (5.1) i ) Når daa i y er I(1), kan man reformulere syseme på likevekjuseringsform, en får da: k 1 = i= 1 y Ψ y + Πy + v i -i -1 (5.2) Både og v er sasjonære per anagelse. Dermed vil syseme kun være balanser dersom y Πy -1 er I(0). Når en eser for koinegrasjon, finner man u om de eksiserer en eller flere kombinasjoner som gjør a hele høyre siden i likning (5.2) blir I(0). For å kunne avgjøre dee må man finne rangen, r, il marisen Π. Tre ulike alernaiver finnes: Marisen kan ha full rang, dvs. alle lineære kombinasjoner vil gjøre Πy I(0). Dee bryer med a y er I(1). De -1 nese alernaive er a rangen er null. Da vil Π være en nullmarise, og ledde Πy -1 vil forsvinne. Dermed besår likning (5.2) av bare differensiere variabler, og syseme har ingen langidssammenhenger. De sise alernaive er a rangen er posiiv, men mindre enn full. De er da mulig å skrive marisen Π = αβ, dvs. som produke av de o (nxr)-marisene α og β. y 1 y 1 Egenskapen il β -marisen er a den gjør β sasjonær selv om er I(1). Kolonnene il β blir alså koinegrasjonsvekorene i syseme og rangen il vekorer. Likning (5.2) kan da omformes il: Π besemmer anall slike k 1 = Ψ i y -i + α β y 1 ) i= 1 y ( + v (5.3) Når syseme kan represeneres på denne måen, kan de olkes som a de finnes en langsikig sammenheng mellom variablene som inngår. Dynamikken blir beskreve av som sier hvor sor avvike fra den langsikige likeveken er i periode -1, mens α angir hasigheen syseme bruker på å korrigere avvikene når de er i ulikevek. I denne fremsillingen har jeg ikke inkluder deerminisiske ledd. De er full mulig å inkludere slike ledd, og disse kan 55 β y 1

57 ligge både i den generelle modellen og i koinegrasjonsromme. Dersom de inngår i den generelle modellen, sier man a de inkluderes uen resriksjon, og med resriksjon når de inkluderes i koinegrasjonsromme. Hvorvid deerminisiske komponener modelleres med eller uen resriksjon, vil avhenge av hvordan man anar den daagenererende prosessen il allseriene er. For eksempel hvis hypoesen er a de daagenererende prosessene bak variablene er lineære, vil de være rikig å inkludere e konsanledd uen resriksjon. Hvis den samme hypoesen gjelder for den langsikige sammenhengen, må man inkludere e rendledd i koinegrasjonsromme 18. Resulae av koinegrasjonsesen er presener i abell 5.1. I den opprinnelige Johansenesen, som koinegrasjonsanalyse i PcGive bygger på, ble de foreslå o eser for å fasslå rangen il Π. Den ene er kal race og den andre max eigenvalue. Trace-esen eser nullhypoesen om a de finnes maks r koinegrasjonsvekorer, mo alernaivhypoesen a de er n koinegrasjonsvekorer. Fremgangsmåen il race-esen leder il en konsisen esprosedyre, mens dee ikke er dokumener for max eigenvalue esen. De er derfor ikke lenger vanlig å benye begge esene, men kun race-esen 19. I abell 5.1 er de rapporer en VAR-modell med 3 perioders idsforskyvning. I ugangspunke sare jeg med 5 perioder. Dee har så bli reduser med én periode for hver esimering. På grunnlag av dee, er den modellen som bes beskriver daa valg. De endogene variablene er: Konsumprisindeksen (kpi), uenlandsprisindeksen (p*) og pengemengden (m2). Konsanledd er med i modellen uen resriksjon. Undersøkelsesperioden er fra 1960(4) il 2001(4). 18 Se Doornik og Hendry (2001), Volume II s Se Doornik og Hendry (2001), Volume II s

58 Tabell 5.1 Mulivaria koinegrasjonsanalyse I(1) Koinegrasjonsanalyse: Egenverdi Log-likelihood for rang Esimere α- og β-mariser: 1336,186 0 β (skaler eer diagonalen) 0, ,580 1 kpi 1,0000 4,0671-1,5896 0, ,853 2 p* -0, ,0000 0,3514 0, ,688 3 m2-0, ,3780 1,0000 H 0 : rang Trace-es p-verdi α 0 41,003 [0,001]** kpi -0, , , ,2163 [0,450] p* -0, , , ,6699 [0,196] m2-0, , , Diagnosiske eser: kpi Pormaneau (12) 8,51595 p* Pormaneau (12) 9,10842 m2 Pormaneau (12) 73,5658 kpi AR 1-5 es F (5, 150) = 0,76197 [0,5786] p* AR 1-5 es F (5, 150) = 0,30099 [0,9116] m2 AR 1-5 es F (5, 150) = 8,9375 [0,0000]** kpi Normalieses Chi 2 = 63,270 [0,0000]** p* Normalieses Chi 2 = 33,670 [0,0000]** m2 Normalieses Chi 2 = 13,991 [0,0009]** kpi ARCH 1-4 es F (4, 147) = 0,11973 [0,9753] p* ARCH 1-4 es F (4, 147) = 3,1242 [0,0168]* m2 ARCH 1-4 es F (4, 147) = 1,4308 [0,2266] kpi Heero es F (18, 136) = 1,2984 [0,1982] p* Heero es F (18, 136) = 1,6203 [0,0630] m2 Heero es F (18, 136) = 0,89874 [0,5810] kpi Heero-X es F (54, 100) = 0,78181 [0,8389] p* Heero-X es F (54, 100) = 1,7261 [0,0094]** m2 Heero-X es F (54, 100) = 0,53268 [0,9939] Vekor Pormaneau (12) 206,191 Vekor AR 1-5 es F (45,410) = 1,9416 [0,0005]** Vekor Normalieses Chi 2 = 109,16 [0,0000]** Vekor heero es F (108, 757) = [0,0284]* Vekor heero-x es F (324, 576) = 1,2422 [0,0127]* Noer il abell 5.1: 1. Små boksaver benevner variablene på logarimeform 2. Symbolene * og ** indikerer signifikans på henholdsvis fem og en prosens nivå. Tall i klammeparenes oppgir p-verdiene il esene. 3. Beskrivelse av esene: Pormaneau (12) er en es for opp il 12. ordens auokorrelasjon, nullhypoesen er ingen auokorrelasjon. AR 1-5 er en F-es av ordens auokorrelasjon mellom feilleddene. Normaliesesen er en Chi 2 es for om resledde er normalfordel, H 0 er a de er normalfordel. ARCH 1-4 er en F-es for ordens auoregressiv beinge heeroskedasisie i resledde, esen anar ingen ARCH. Heero es er en F-es for heeroskedasisie i residualene baser på Whie (1980), nullhypoesen er ikke-beinge homoskedasisie. Heero-X-es er en lignende es som heero es, men nå er kryssproduke av regressorene inkluder. Vekoresene er de mulivariae ugavene av esene som er beskreve over. For uførlig beskrivelse av esene, se Doornik og Hendry (2001). 57

59 Av abell 5.1 ser vi a race-esen beholder H 0 når rangen il Π sees mindre eller lik 1. Jeg konkluderer dermed med a de finnes én koinegrasjonsvekor mellom variablene, og anar a denne er gi ved førse kolonne i β-marisen. Ifølge Doornik og Hendry (2001) er de bare konsan og rend som kan inngå med og uen resriksjon i VAR-modellen. Dee skyldes a de kun er implemener p-verdier for race-esen for disse alernaivene. Jeg anser de som uenfor omfange av denne oppgaven å simulere p-verdier for andre alernaiver. Dee er en mulig grunn il a de diagnosiske esene for resledde ikke gjør de så bra. For eksempel kan de enkes a auokorrelasjonen ville vær fjerne dersom sesong var inkluder. De er også sannsynlig a dummy-variabler ville korriger for noen av uregelmessigheene i feilleddene. Jeg vil komme ilbake il dee når modellen blir esimer på sin endelige form, som en likevekjuseringsmodell Tes for svak eksogenie På bakgrunn av koinegrasjonsanalysen konkludere jeg med a de eksiserer én koinegrasjonsvekor. I ugangspunke kan denne være gi ved hvilken som hels av de re kolonnene i β-marisen. Da jeg så anok a denne vekoren var gi ved førse kolonne i marisen, var de med ugangspunk i eorien og modellen som ble presener i kapiel 3. Slik marisen er spesifiser i abell 5.1, sier denne vekoren a konsumprisene på lang sik er besem av uenlandsprisene og pengemengden. For å undersøke om rikig vekor er idenifiser, er de vikig å ese for om uenlandsprisen og pengemengden er svak eksogene 20. Dee gjøres ved a jeg legger flere resriksjoner på syseme som var grunnlage for den mulivariae koinegrasjonsanalysen. Den førse resriksjonen er a syseme esimeres som en koinegrer VAR-modell med rang sa il 1. Den andre resriksjonen som gjøres, gjelder α- og β-vekorene. Fordi rangen er sa il 1, vil disse nå være o (1x3)-vekorer som kan urykkes som følger (allene er hene fra abell 5.1): α' = [ α kpi,1 α p*,1 α m2,1 ] = [-0, , ,86244 ] 20 En forklaringsvariabel, x, er svak eksogen overfor en mengde parameere, ω, dersom den marginale prosessen il vensresidevariabelen y med hensyn på x ikke inneholder informasjon som er relevan for esimeringen av ω. De vil si a inferens for ω effekiv kan gjøres beinge på x alene, og en behøver ikke a hensyn il den marginale prosessen il y med hensyn på x. (Charemza og Deadman (1992) s. 256). 58

60 β' = [ β kpi,1 β p*,1 β m2,1 ] = [ 1,0000-0, ,48812 ] Her benevner foskrif hvilken variabel verdien er knye il, og e-alle henspeiler på førse kolonne i marisene. Resriksjonene som legges på vekorene er: α p*,1 = α m2,1 = 0 og β kpi,1 = 1 Begrunnelsen er som følger: Dersom pengemengden og uenlandsprisene er svak eksogene variabler, må de være slik a evenuelle avvik fra langsikig likevek korrigeres ved a innenlandske priser endres, mens de o andre variablene er upåvirke. Dee eses ved a α- verdiene deres sees lik 0. For β-vekoren er kpi-verdien sa il 1 fordi dee er den variabelen som anas å være endogen. Disse resriksjonene ugjør nullhypoesen i esen for svak eksogenie, og denne eses mo modellen uen resriksjon, dvs. den som er esimer i abell 5.1. Tesen er en likelihood raio es (LR-es) som er Chi 2 -fordel. Nullhypoesen foruseer a de eksiserer kun én koinegrasjonsvekor i syseme, og a den langsikige sammenhengen mellom variablene kan urykkes ved a konsumprisindeksen blir besem av uenlandsprisindeksen og pengemengden. Tabell 5.2 Tes for svak eksogenie Reduser form β' p* m2 kpi Koeffisienen α kpi, LR-es, rang=1: Chi^2 = [0.2190] Tesen beholder nullhypoesen, dermed kan jeg konkludere med a uenlandsprisene og pengemengden er svak eksogene. Tabell 5.2 rapporerer også reduser form esimaene for variablene. Disse urykker de esimaene vi får når sammenhengen mellom variablene esimeres ved én likning og ikke på bakgrunn av e sysem. Den redusere formen urykker følgende langsikige sammenheng: kpi = p* m2 (5.4) 59

61 Ser man på esimaene i abell 5.2 i forhold il 5.1, er endringene i de esimere langidssammenhengene og juseringshasigheen il kpi svær små. Sabilieen i koeffisienene olker jeg som en indikasjon på a likning 5.4 er e konsisen urykk for den langsikige sammenhengen mellom konsumprisene, pengemengden og uenlandsprisene som ble påvis i koinegrasjonsanalysen (abell 5.1). Den langsikige sammenhengen i likning 5.4 indikerer a konsumprisindeksen siger med ca. 0,5 prosen når pengemengden siger med én prosen og ilsvarende ca. 0,35 prosen når uenlandsprisene siger. Fra den esimere α- koeffisienen ser man a konsumprisene vil endre seg med en hasighe på ca. 0,09 når man er i ulikevek. I forhold il resulaene i Kvilekval e. al. (1998) som ble presener i kapiel 1, viser de seg a parameerverdiene har endre seg svær lie eer a daasee er uvide. Dermed får jeg bekrefe a urykke også er sabil over ulike perioder. I nese avsni vil jeg komme nærmere ilbake il en sammenligning mellom resulaene i Kvilekval e. al. (1998) og mine egne funn. Dee avsluer koinegrasjonsanalysen. Resulaene viser a sammenhengen mellom variablene er i råd med eorien og modellen som ble presener i kapiel 3. Fra likning (5.4) ser man hvordan innenlandske priser uvikler seg på lang sik. I nese avsni vil jeg see fokus på hvordan konsumprisveksen besemmes på kor og mellomlang sik. Dee gjøres ved å forlae de mulivariae syseme og i sede benye en dynamisk modell som kun besår av én likning. Førse del av avsni 5.2 gjør rede for hvorfor dee er mulig og hvordan modellen er bygge opp. 60

62 5.2 En likevekjuseringsmodell I sin arikkel fra 1987 viser Engle og Granger ved Grangers represenasjonseorem a dersom de eksiserer en koinegrasjonsforbindelse mellom variabler, er de mulig å urykke denne ved en likevekjuseringsmodell. Modellen ar ugangspunk i følgende auoregressive disribued lag (ADL) modell: y = z + k l k i y i + ϕ j, i x i + i= 1 j= 1 i= 0 γ ε (5.5) y er en endogen variabel, x i inneholder de eksogene variablene og de deerminisiske komponenene inngår i z. Paramerene γ i og ϕ i, j skal esimeres sammen med evenuelle koeffisiener knye il deerminisiske komponener. Denne modellen illaer momenane virkninger, de vil si effeken på den endogene variabelen y i periode, som følge av endring i de eksogene variablene medfører noen resriksjoner på modellen 21 : x j i periode. De er mulig å reformulere modellen uen a de y = z + k 1 i= 1 ~ l k 1 m γ i y ~ i ϕ j i x j i γ y θ j x,, + * j k + ε (5.6) 1, j= 1 i= 0 j= 1 der ~ γ ~ = γ (5.7) 1 = γ k γ k 1... γ 2,..., γ k 1 k ~ ϕ ~ ϕ, ~ ϕ = ϕ ϕ... ϕ,... ~ ϕ = ϕ, j 1,..., l (5.8) j, 0 = j,0 j,1 j, k j, k 1 j,2 j, k 1 j. k = k γ * = γ 1 (5.9) i= 1 k i= 0 i ϕ j * = ϕ j, i, j = 1,..., l (5.10) 21 En liknende ransformasjon finnes i Vaage (1995). 61

63 ϕ j * θ j =, j = 1,..., l (5.11) γ * Fordelen med å urykke modellen på likevekjuseringsform er a en benyer førsedifferansen il variablene. Da vi ve a disse er I(1), vil førsedifferansen være sasjonær. Samidig ve man a hvis y og x er koinegrer, er urykke inni parenesen i likning (5.6) sasjonær. Dermed ilfredssiller modellen krave il sasjonarie. I illegg har de esimere koeffisienene en ineressan olkning. Paramerene θ j samsvarer med langidsvirkningen fra x på y, γ * måler effeken på y av å være uenfor likevek. Dermed er γ * ogθ j paralleller il α og β fra koinegrasjonsanalysen, og jeg vil benye β-verdiene som esima for θ j i likevekjuseringsledde i modellen. Koridsdynamikken er beskreve av ~ γ i og ~ ϕ j, i Esimeringsresulaer Esimering av modellen gjennomføres på følgende måe: Som ugangspunk velges 5 perioder idsforskyvning, (k =5). Så reduseres k med én il koeffisienen il den sise idsforsinkelsen er signifikan. Dee eses med en F-es og rapporeres i abell 5.3. Likevekjuseringsledde, EqCM 1, angir konsumprisindeksens avvik fra den langsikige likeveken i forrige periode, og er definer som: EqCM (5.12) * 1 = kpi p 1 0,486m2 1 For å korrigere for srukurelle endringer som har påvirke daamaeriale, inkluderes noen dummyvariabler. Disse er de samme som inngår i Kvilekval e. al. (1998), og er som følger: OMS og MOMS - fanger opp endringer i omseningsavgifen i 1964 (1 i førse kvaral, 0 ellers) og innføringen av merverdiavgif i 1970 (1 i førse kvaral, 0 ellers). PLSTP er en dummy som ar inn i seg perioden med pris- og lønnssopp i (1 i perioden 1978(4)- 1979(4), 0 ellers). INTERD er en ineraksjonsdummy mellom PLSTP og Dp*. AKSJE er en dummy som fanger opp børskrakke høsen 1987 (1 i redje og fjerde kvaral, 0 ellers). 62

64 Tabell 5.3 Esimeringsresulaer for Likevekjuseringsmodellen Endogen variabel: dkpi Undersøkelsesperiode: 1960(4)-2001(4), minus sise 16 kvaral Prognoseperiode: 1998(1)-2001(4) Koeffisien Sd.avvik -verdi -sanns. Par.R 2 Dkpi_ Dkpi_ Consan Dp* Dp*_ Dp*_ Dm Dm2_ Dm2_ OMS MOMS PLSTP AKSJE INTERD EqCM_ Seasonal Seasonal_ Seasonal_ σ = RSS = R 2 = DW = 2.03 F(17,131) = 25.53[0.000]** log-likelihood = mean(dkpi) = var(dkpi) = Anall variabler: 18 Anall observasjoner: 149 Tes for parameersabilie for perioden 1998(1)-2001(4): Forecas Chi 2 (16) = [0.0664] Chow F (16,131) = [0.1356] Diagnosiske eser: AR 1-5 es: F(5,126) = [0.5530] ARCH 1-4 es: F(4,123) = [0.0514] Normalieses: Chi 2 (2) = [0.0731] heero es: F(27,103) = [0.6041] RESET es: F(1,130) = [0.0171]* Tes for signifikansen il hver variabel og hver idsforsinkelse: Variabel F-es Verdi [ Sanns] Dkpi F(2,131) = [0.0000]** Consan F(1,131) = [0.0065]** Dp* F(3,131) = [0.0014]** Dm2 F(3,131) = [0.0280]* OMS F(1,131) = [0.0000]** MOMS F(1,131) = [0.0000]** PLSTP F(1,131) = [0.0000]** AKSJE F(1,131) = [0.0281]* INTERD F(1,131) = [0.0104]* EqCM F(1,131) = [0.0000]** Seasonal F(1,131) = [0.0000]** Seasonal_1 F(1,131) = [0.0001]** Seasonal_2 F(1,131) = [0.5669] Lag 1 F(4,131) = [0.0000]** Lag 2 F(3,131) = [0.0000]** 63

65 I esimeringen av modellen brukes de sise 16 kvaralene il å ese modellens prediksjonsegenskaper. For å ese parameersabilieen benyes o eser: Forecas Chi 2 og Chow-es. Begge rapporeres i abell 5.3. Tesene sammenligner paramerene for hele undersøkelsesperioden ( ) med paramerene i prognoseperioden ( ). Nullhypoesen er a paramerene er sabile over id. I illegg rapporeres de e se med diagnosiske eser, sam F-es for signifikansen il hver variabel og hver idsforsinkelse. Tolkning av resulaene Fra abell 5.3 ser vi a koeffisienen il likevekjuseringsledde er -0,1088. Denne verdien kan sammenlignes med α-verdiene som ble presener i koinegrasjonsanalysen (-0,0932 i abell 5.1 og -0,0922 i 5.2). Endringen i likevekjuseringskoeffisienen er som vi ser relaiv lien når man går fra syseme og over il enlikningsmodellen. Dee bidrar il å underbygge den eoreiske årsakssammenhengen som ligger il grunn for modellen. Ser man nærmere på allenes sørrelse, kan de virke som om juseringshasigheen er noe raskere i enlikningsmodellen. Hvorvid denne endringen er signifikan har jeg ikke mulighe for å ese, men ved å konsruere e 95 % konfidensinervall baser på sandardavvike il koeffisienen for likevekjuseringsledde vil man få en indikasjon. Dee inervalle blir (-0,1386, -0,808), og her ser man a α-verdiene ligger innenfor. Selv om dee ikke er en formell es, yder de på a de ulike esimaene ikke er signifikan forskjellig. E anne forhold man kan merke seg, er a undersøkelsesperioden i enlikningsmodellen er korere enn i syseme. Sabilieen i likevekjuseringskoeffisienen gjelder dermed også for ulike idsinervaller. Signifikansen il forklaringsvariablenes samidige og idsforsinkede verdier eses med en F- es (rapporer neders i abell 5.2). Nullhypoesen er a de ikke opprer signifikan. For Dkpi og Dp* blir nullhypoesen forkase på <1 % nivå, mens Dm2 på <5 % nivå. Anall perioders idsforsinkning er også ese (jfr. F-eser samme sed i abellen), og begge periodene er funne å være signifikane. Alle dummyvariablene passerer F-esen, og de samme gjelder for de deerminisiske komponenene borse fra de sise sesongledde. En annen måe å evaluere hvorvid variablene opprer signifikan er å bruke -verdiene og -sannsynligheen som også rapporers i abell 5.3. Fordelen med dee er a man kan se på om for eksempel både den førse og den andre perioden il en idsforsinke variabel er signifikan. I F-esen blir dee slå sammen, og esen finner dermed om variabelen oal opprer signifikan. Av de idsforsinkede variablene er de kun pengemengdeveksen i periode som hel klar ikke er 64

66 signifikan. Dee semmer med argumene om a man må illae ilsrekkelig idsforsinkelse for a sammenhengen mellom pengemengde og inflasjon skal gjelde. En kan dermed ikke forvene a pengemengdeveksen i periode skal være med å besemme konsumprisveksen i periode. Både pengemengdeveks og konsumprisveks i periode -1 ligger akkura uenfor e signifikansnivå på 5 %. En sreng olkning vil dermed være a også disse variablene ikke er signifikane. Her kan man likevel gjøre en skjønnsmessig vurdering fordi 5 % signifikansnivå er en konvensjon og ikke e absolu mål på signifikansen il en variabel. På den annen side kan de være a regheene i prisilpassningen gjør a de ar lengre id enn én periode før effekene merkes på konsumprisuviklingen. Dersom dee er ilfelle, er de uvene a man ikke ser den samme effeken for prisveksen i ulande. Her er alle periodene signifikane og bidrar således med å forklare dagens konsumprisuvikling. Av de diagnosiske esene er F-esen for feilspesifikasjon av modell (RESET) den enese som gir signifikan uslag. Nullhypoesen er a modellen ikke er feilspesifiser. Denne hypoesen forkases på fem prosens nivå. Prøver har vis a når deerminisisk sesong uelaes fra modellen, viser esen e god resula (p-verdi på ca 0,5). De er vanskelig å si hvorfor sesong påvirker denne esen. Jeg har likevel valg å inkludere deerminisisk sesong fordi erfaring viser a kvaralsdaa ofe inneholder denne ypen render. En anagelse som blir syrke gjennom signifikansesene som er kommener idligere. I koinegrasjonsanalysen ble flere av nullhypoesene il de diagnosiske esene forkase. Spesiel gjald dee normaliesesene som ingen av variablene passere. Overgangen il enlikningsmodellen har bedre disse problemene berakelig selv om ARCH 1-4 og normaliesesen passerer med svær lien margin. Tesene for parameersabilie i prognoseperioden beholder nullhypoesen, men p-verdiene er relaiv lave. Dee skyldes imidlerid innføring av halv mamoms og moms på jeneser i juli Da PcGive ikke er hel forrolig med vanlige dummyvariabler i prognoseperioden har de vær vanskelig å jusere for dee. Ved å konsruere en kvasi-dummy har jeg likevel få il å korrigere for momsreformen. Dummien er kal HMAMO og er 0 i perioden , dereer er verdien sa il 0,01 uenom 3. kvaral 2001 hvor verdien er -1. Parameersabiliesesenes p-verdier øker beydelig eer a HMAMO inkluderes 22. Dermed 22 Fullsendige esimeringsresulaer og graf for prognoseperioden rapporeres i Appendiks 2. 65

67 bekrefes misanken om a modellens prognoseegenskaper er bedre enn de de opprinnelige esene gir innrykk av. Figur 5.1 viser fakiske og predikere verdier il dkpi for prognoseperioden Prediker dkpi beregnes på bakgrunn av observasjonene il p* og m2 i prediksjonsperioden, og koeffisienene i undersøkelsesperioden. Båndene som er egne inn, angir 95 % prediksjonsinervall for de anslåe verdiene. Treff innefor disse olkes som om paramerene er sabile over id. Figur 5.1 Fakisk og prediker dkpi for perioden 1998:1-2001: Forecass Dkpi Dersom hele prediksjonsperioden sees under e, må de sies a de er god overenssemmelse mellom modellanslagene og fakisk prisuvikling. Ved o anledninger ligger fakisk verdi uenfor prediksjonsinervallene. Med anke på redje kvaral 2001, kommer dee rolig av momsreformen, jfr. diskusjonen idligere. I illegg er de en feilprediksjon i fjerde kvaral Hva som er årsaken il denne, er mer usikker. En hypoese kan være a prisveksen ble uforusigbar høy som følge av usenårsskife. Ser man ilbake var de svær sore forvenninger il denne hendelsen, og de vil ikke være uenkelig a kjøpssanden unye dee. Suderer man kurvene mer dealjer kan de se u som om fakisk prisuvikling følger e mønser. De samme mønsere finnes i modellanslagene, men de virker som om opp og bunn ligger en periode eer fakiske verdier. Disse observasjonene gjelder spesiel de re 66

68 førse årene. Fordi perioden er så kor er de vanskelig å si noe sikker. Tilfeldigheer kan gjøre a modellen ilsynelaende har random walk egenskaper. Samle se vil jeg konkludere med a de esimere paramerene er sabile over id og a prognoseegenskapene il modellen er ilfredssillende. Sammenligne med resulaene i Kvilekval e. al. (1998) må forandringene sies å være svær små. De langsikige sammenhengene er ilnærme ideniske. Effeken av en økning i uenlandsprisene er bli li reduser (fra 0,363 il 0,35), mens pengemengdens beydning for konsumprisene er korriger enda mindre. Når de gjelder enlikningsmodellen, er grunnlage for sammenligning også god. Srukuren i modellene er den samme med anke på anall perioders idsforsinkelse, deerminisiske komponener og dummyvariabler. Deerminasjonskoeffisienen og sandardavvike er omren uendre, og a i berakning daauvidelsen har ikke koeffisienesimaene forandre seg mer enn man må regne med. Resulaene som er presener i dee avsnie søer dermed opp under funnene og konklusjonene i arikkelen il Kvilekval e. al.(1998). I så måe vil jeg hevde a målseingen om å eerprøve resulaene har vær vellykke. Inflasjon i Norge kan fremdeles analyseres ved bruk av pengemengdeveks, og de empiriske resulaene søer argumene som ble fremme idligere i oppgaven om a pengemengdeveks er en relevan indikaorvariabel for inflasjonsuviklingen på lang sik. 67

69 Kapiel 6 Avsluning I dee kapiele vil jeg gi en kor oppsummering av diskusjonen og resulaene som har vær presener i denne oppgaven. Arikkelen il Kvilekval e. al. (1998) hvor den empiriske sammenhengen mellom inflasjon og pengemengdeveks undersøkes, har danne ugangspunk for arbeide. Innføringen av inflasjonssyring som pengepoliisk sysem har medfør a de igjen er ineressan å ese denne sammenhengen empirisk. Den anae uviklingen i inflasjonen er basisen for reneseingen i dee syseme, og dermed er de vikig a informasjonsgrunnlage og kunnskapen om inflasjonsdynamikken i økonomien er bes mulig. I den forbindelse har jeg ønske å eerprøve idligere resulaer for å se om de fremdeles er empirisk belegg for å hevde a pengemengdeveksen bør illegges vek ved analyse av inflasjon i Norge. For å finne u på hvilke grunnlag senralbanken analyserer inflasjonsprosessen i Norge, gikk jeg i kapiel 2 gjennom pengepoliikken de sise årene. Her diskuere jeg Norges Banks valg av mål på inflasjon. Selv om de kan reises innvendinger mo bruk av KPI-JAE, konkludere jeg med a valge er i råd med forskrif for pengepoliikken og a de på dee område ikke er grunnlag for kriikk mo senralbanken. For å kunne evaluere inflasjonsanslagene il Norges Bank gikk jeg så igjennom hvordan inflasjonsprosessen modelleres i RIMINI-modellen. Her kom de frem a inflasjonen på lang sik blir dreve av lønnsveks og uviklingen i imporpriser. Samidig er konsumprisene den forklaringsvariabelen som har sørs beydning for fasseelsen av lønnsveksen. Baser på gjennomgangen av arikkelserien Eerprøving av Norges Banks anslag kom de frem a konsumpriser er en av variablene som hisorisk har vær bes prediker i RIMINI-modellen. De er dermed forsåelig a senralbanken har føl a de har kunne sole på sine egne anslag på dee område. På samme id er de verd å merke seg a dee for de mese har vær i en periode der inflasjonsanslagene ikke har vær hovedgrunnlag for reneseingen slik de er nå. I evalueringen av Norges Banks inflasjonsanslag for perioden diskuere jeg så flere forhold. I råd med senralbankens egen idshorison valge jeg å a ugangspunk i anslagene fra Her kom de frem a anslagene for 2002 var relaiv gode, mens for 2003 var anslagene derimo lang unna den fakiske uviklingen. Se i forhold il analysen i Norges Bank Wach 2003, presenere jeg så konklusjonen av denne gjennomgangen. I forhold il 68

70 2001 anslagene var uviklingen i imporprisene og uviklingen i inernasjonal økonomi noe av årsaken il a inflasjonsanslagene ble ukorreke. Norges Bank Wach rapporen rakk i illegg frem beydningen av endrede anslag på lønnsuviklingen i 2002 sam beydningen av en serk valuakurs. Ellers ble de sa spørsmål ved forsåelsen av inflasjonen og om måen den modelleres på er ilsrekkelig god. Kapiel 3 ok for seg den eoreiske bakgrunnen for sammenhengen mellom inflasjon og pengemengdeveks. Her presenere jeg den hisoriske uviklingen av kvanieseorien fra de klassiske økonomene via Keynes, il Friedman og monearisene. Jeg gikk så igjennom de erfaringene enkele land gjorde på og begynnelsen av 1980-alle ved å la pengemengdeveksen spille en senral rolle i pengepoliikken. Konklusjonen var a land som ikke forplike seg ilsrekkelig il pengemengdemåle mislykes, mens land som Japan og Tyskland hadde suksess med dee syseme. Videre ble kvanieseorien diskuer i forhold il nyere eoreisk uvikling i fage. Her så jeg spesiel på dens beydning i forhold il nykeynesianismen. På bakgrunn av Nelson (2003) ble e sandard nykeynesinask modellappara presener som ugangspunk for diskusjonen. Jeg argumenere så for a pengemengdeaggrega, il ross for hva enkele mosandere har hevde, fremdeles har en vikig funksjon i forsåelsen av inflasjonsprosessen. Spesiel legges de her vek på a flere avkasningsraer enn den korsikige renen er relevan for uviklingen i aggreger eerspørsel. I den forbindelse inneholder pengemengden informasjon om disse avkasningsraene, og kan dermed fungere som en indikaor for fremidig prisuvikling. Til slu i kapiele ilpasse jeg den nykeynesianske modellen il en lien åpen økonomi. Ved å a hensyn il a en del av inflasjonen er imporer, ulede jeg modellen som esimeres i sise del av oppgaven. I denne modellen blir innenlandsk inflasjon besem av uenlandsprisene og innenlandsk pengemengdeveks. I den empiriske delen av oppgaven fan jeg en langsikig sammenheng mellom inflasjon, uenlandspriser og pengemengdeveks. Dee ble gjor ved bruk av koinegrasjonsanalyse. Sammenhengen sier a på lang sik vil en økning i pengemengdeveksen på 1 prosen øke inflasjonen med ca. 0,5 prosen. Tilsvarende øker inflasjonen med 0,35 prosen når uenlandsprisene øker med 1 prosen. Denne sammenhengen inngår videre som en selvjuseringsmekanisme i den endelige modellen. 69

71 I underkapiel 5.2 ble modellen esimer på likevekjuseringsform. Dee er en dynamisk modell som forklarer uviklingen i inflasjonen. Denne ar hensyn il både samidige og korsike virkninger. Modellen besår de flese av de diagnosiske esene og prognoseegenskapene viser seg å være ilfredssillende. Resulaene er også konsisene med hensyn il Kvilekval e. al. (1998). Dee gjelder både for den langsikige sammenhengen og den dynamiske modellen. Konklusjonen blir derfor a modellen er god egne il å forklare den innenlandske prisuviklingen. Ta i berakning av a senralbanken ikke har lykkes særlig god med pengepoliikken de sise årene, er de flere som har a il orde for a de må gjøres endringer. Enkele har men a Norge bør legge mer vek på å holde valuakursen fas, og noen har il og med a il orde for å innføre Euro. Andre igjen, har uryk a senralbanken må bli flinkere il å hene informasjon i aksjemarkede da dee markede idlig gir signaler om den økonomiske uviklingen. Argumenene i den eoreiske delen av oppgaven og de empiriske resulaene jeg har presener, viser a pengemengden må vies sørre ineresse i uøvelsen av pengepoliikken. Selv om dee er en sørrelse som ikke direke kan konrolleres, viser de seg a denne inneholder relevan informasjon om fremidig uvikling i prisene. For a besluningsgrunnlage i fremiden skal bli bes mulig, bør derfor uviklingen i pengemengdeveksen følges nøye og illegges vek i inflasjonsanalysen. 70

72 Appendiks 1 Variabler på nivåform: 4 kpi p* m Variabler på førsedifferanseform: Dkpi Dp* Dm

73 Korrelogram av variabler på nivåform: 1.0 ACF-kpi ACF-p* ACF-m Korrelogram av variabler på førsedifferanseform: 1 ACF-Dkpi ACF-Dp* ACF-Dm

74 Appendiks 2 Modellen esimer med dummy for innføring av halv moms på ma, HMAMO. Dummien HMAMO blir ikke funne å være signifikan, men som en kan se er esene for parameersabilie bli mye bedre. I illegg preseneres figuren for fakisk og prediker dkpi baser på denne ugaven av modellen. Esimeringsresulaer for alernaiv modell: Endogen variabel: dkpi Undersøkelsesperiode: 1960(4)-2001(4), minus sise 16 kvaral Prognoseperiode: 1998(1)-2001(4) Coefficien Sd.Error -value -prob Par.R^2 Dkpi_ Dkpi_ Consan Dp* Dp*_ Dp*_ Dm Dm2_ Dm2_ OMS MOMS PLSTP AKSJE INTERD EqCM_ Seasonal Seasonal_ Seasonal_ HMAMO sigma RSS R^ F(18,130) = [0.000]** log-likelihood DW 2.03 no. of observaions 149 no. of parameers 19 mean(dkpi) var(dkpi) Tes for parameersabilie for perioden 1998(1)-2001(4): Forecas Chi^2(16)= [0.2573] Chow F(16,130)= [0.6451] Diagnosiske eser: AR 1-5 es: F(5,125) = [0.5575] ARCH 1-4 es: F(4,122) = [0.0530] Normaliy es: Chi^2(2) = [0.0735] heero es: F(28,101)= [0.6646] 73

75 RESET es: F(1,129) = [0.0175]* Tes for signifikansen il hver variabel og hver idsforsinkelse: Variable F-es Value [ Prob] Uni-roo -es Dkpi F(2,130) = [0.0000]** ** Consan F(1,130) = [0.0078]** Dp* F(3,130) = [0.0015]** Dm2 F(3,130) = [0.0291]* OMS F(1,130) = [0.0000]** MOMS F(1,130) = [0.0000]** PLSTP F(1,130) = [0.0000]** AKSJE F(1,130) = [0.0286]* INTERD F(1,130) = [0.0107]* EqCM F(1,130) = [0.0000]** Seasonal F(1,130) = [0.0000]** Seasonal_1 F(1,130) = [0.0001]** Seasonal_2 F(1,130) = [0.5654] HMAMO F(1,130) = [0.9265] Lag 1 F(4,130) = [0.0000]** Lag 2 F(3,130) = [0.0000]** Figur ilhørende alernaiv modell: 0.02 Forecass Dkpi

76 Referanser Banerjee, A. J., Dolado, J., Galbraih, J. W. and Hendry, D. F. (1993): Co-inegraion, Error-Correcion and he Economeric Analysis of Non-saionary Daa. Oxford Universiy Press, Oxford. Charemza, W. W. and Deadman, D. F. (1992): New Direcions in Economeric Pracice. Edward Elgar, Aldersho. Clarida, R., Gali, J., and Gerler, M. (2001): Opimal Moneary Policy in Open versus Closed Economies: An Inegraed Approach. American Economic Review 91:2, p Doornik, J. A. and Hendry, D. F. (2001): Empirical Economeric Modelling Using PcGive 10, Volume I. Timberlake Consulans Ld., London. Doornik, J. A. and Hendry, D. F. (2001): Modelling Dynamic Sysems Using PcGive 10, Volume II. Timberlake Consulans Ld., London. Eirheim, Ø. (1998): The demand for broad money in Norway, Empirical Economics 23, p Friedman, M. (1992): Quaniy Theory of Money. In: Newman, P., Milgae, M. og Eawell, J. (eds.), The New Palgrave Dicionary of Money and Finance. The Macmillian Press Limied, London, p Hendry, D. F. and Juselius, K. (2000): Explaining Coinegraion Analysis: Par I. The Energy Journal 21:1, p Hendry, D. F. and Juselius, K. (2001): Explaining Coinegraion Analysis: Par II. The Energy Journal 22:1, p Jore, A. S. (1997): Eerprøving av Norges Banks anslag for 1994 il Penger og Kredi, 4/97. Jore, A. S. (1999): Eerprøving av Norges Banks anslag. Penger og Kredi, 1/99. Jore, A. S. (1999): Eerprøving av Norges Banks anslag. Penger og Kredi, 4/99. 75

77 Jore, A. S. (2000): Eerprøving av Norges Banks anslag for Penger og Kredi, 4/00. Kvilekval, E., Vaage, K. og Vårdal, E. (1998): Sammenhengen mellom pengemengdeveks og inflasjon i Norge. Norsk Økonomisk Tidsskrif, 112, s Lohrmann, H.: Eerprøving av Norges Banks anslag for 2001 og Penger og Kredi, 1/03. McCallum, B. T. (2001): Moneary Policy Analysis in Models Wihou Money. Federal Reserve Bank of S. Louise Review 83, p Mishkin, F. S. (1997): The Economics of Money, Banking, and Financial Markes Fifh Ediion. Addison-Wesley, USA. Nelson, E. (2003): The fuure of moneary aggregaes in moneary policy analysis. Journal of Moneary Economics 50, p Norges Bank: Inflasjonsrappor 2/01, 3/01, 1/02, 2/02, 3/02, 1/03, 2/03 og 3/03. Norges Bank: Tale: Senralbankens oppgave hold av senralbanksjef Svein Gjedrem ved konferanse arranger av Mak- og demokraiuredningen og FAFO, Oslo, 6. sepember Olsen, K. og Wulfsberg, F. (2001): Hvilken rolle spiller vurderinger og skjønn i bruken av den makroøkonomiske modellen RIMINI?. Penger og Kredi, 1/01. Saisisk Senralbyrå: Økonomiske analyser 4/2002. Surød, M. (2002): Eerprøving av Norges Banks anslag for Penger og Kredi, 1/02. Seigum, S., Houg, K., Haug, A. K., Ekeli, T. (2003): Norges Bank Wach 2003, An Independen Review of Moneary Policy in Norway. Cenre for Moneary Economics, Sepember Svensson, L. E. O. (1999): How should moneary policy be conduced in an era of price sabiliy?. New Challenges for Moneary Policy, Federal Reserve Bank of Kansas Ciy, p

78 Svensson, L. E. O., Houg, K., Solheim, H. O. Aa. og Seigum, E. (2002): Norges Bank Wach 2002, An Independen Review of Moneary Policy and Insiuions in Norway. Cenre for Moneary Economics, Sepember Torvik, R. (2003): Finanspoliikk, inflasjon og valuakurs. Økonomisk Forum, 8, s Vaage, K (1995): Economeric Analyses of Energy Markes. Disseraions in Economics 9, Universiy of Bergen. 77