sou · GOB361d2 · 2001-01-01 00:00:00 — L. och , J. (1996): On comparing macroeconomic models using forecasting encompassing tests, Bulletin of Economics and Statistics (58), 279–305. Gjorda för år: Gjorda för år: Gjorda för år: Gjorda för år: Gjorda för år: *Alternativet med medelhög tillväxt. Gjorda för år: *Alternativet med medelhög tillväxt. Gjorda för år: **Prognos dec–dec (jämförs med utfall dec–dec). Gjorda för år: Gjorda för år: Prognosfel 1991–1998 för prognoser gjorda vid t-3, t (kon- vergens). Denna tabell är en permutation av tabell 1. För förklaringar och fot- noter hänvisas alltså till den tabellen. Absoluta medelfel 1988–1998 /april-prognoser gjorda år t–3, , t och absolut medelavvikelse () 1985–1998 (0.4)**) (0.3)**) *) Endast tre observationer. **) Endast en observation. Kumulerade absoluta medelfel (på nivå) 1988–1998 / april-prognoser gjorda år t–3,, t. (1.5)**) (1.1)**) Absoluta medelfel i KI:s mars-, höst- och november/decem- ber-prognoser (N/D) gjorda året innan (t-1) och (t) –1998 Året innan (t-1) **Finns . Tabell 5 Absoluta medelfel i några internationella prognoser. År t är det år prognosen avser. /13: De 13 /EUROPA-länder som ingår i KI:s senaste europeiska prognosjämförelse. Data: 1971–1997, prognoser i nov-dec. EU Economic Papers no. 137/1999. Data: 1970–1996, men varierar för olika länder. IMF/G7: , M.J. (1996). How accurate are the IMF's short term forecasts? Another examination of the World Economic Outlook, IMF Staff Studies. Vårprognos , period: 1971–1994. Prognosen framåt är gjord , period: 1973–1994. LBS/UK: , 1980–1990, prognoserna är medeltal av fyra prognoser som görs vart år och avser . NIGEM/UK: NIESR:s modell, 1980–1990. Prognoserna är medeltal, se LBS/UK och avser . Figur 2.1 KI:s marsprognos 1980–1998, procentuell förändring M a r s p r o g n o s e r f ö r B N P 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r u t f a l l M a r s p r o g n o s e r f ö r K P I 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r t f a l l M a rs p r o g n o s e r f ö r t i m l ö n e r 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r u t f a l l M a rs p ro g n o s e r fö r s y s s e ls ä ttn in g i tim m a r 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p ro g n o s fö r n ä s tk o m m a n d e å r p ro g n o s fö r in n e v a ra n d e å r M a r sp r o g n o s e r f ö r l ö n e su m m a 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r t f a l l Figur 2.2 KI:s höstprognos 1980–1998, procentuell förändring H ö s tp r o g n o s e r f ö r B N P 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä st k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r u t f a l l H ö st p ro g n o s e r f ö r K P I 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a ra n d e å r u t f a l l H ö s t p r o g n o se r f ö r t i m l ö n e r 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r u t f a l l H ö stp ro g n o se r fö r sy sse lsä ttn in g i tim m a r 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p ro g n o s fö r n ä stk o m m a n d e å r p ro g n o s fö r in n e v a ra n d e å r H ö s t p r o g n o s e r f ö r l ö n e s u m m a 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r u t f a l l Figur 2.3 KI:s decemberprognos 1980–1998, procentuell förändring D e c e m b e rp ro g n o se r f ö r B N P 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p ro g n o s f ö r n ä st k o m m a n d e å r p ro g n o s f ö r i n n e v a ra n d e å r u t f a l l D e c e m b e rp ro g n o se r f ö r K P I 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p ro g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p ro g n o s f ö r i n n e v a ra n d e å r u t f a l l D e c e m b e r p r o g n o s e r f ö r t i m lö n e r 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p r o g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p r o g n o s f ö r i n n e v a r a n d e å r t f a l l D e c e m b e rp ro g n o s e r fö r s y s s e ls ä ttn in g i tim m a r 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p ro g n o s fö r n ä s tk o m m a n d e å r p ro g n o s fö r in n e v a ra n d e å r D e c e m b e r p r o g n o s e r f ö r l ö n e su m m a 1 9 8 0 - 1 9 9 8 p ro g n o s f ö r n ä s t k o m m a n d e å r p ro g n o s f ö r i n n e v a ra n d e å r t f a l l Utgiftstak, budgeteringsmarginaler och konjunkturkänslighet i de offentliga utgifterna * Under skrivandet av rapporten har författaren varit affilierad till . Författarens kontaktadress: (), Box 5501, 114 85 . Studien har genomförts med hjälp av som har ansvarat för databearbetning, beräkningar samt delar av bakgrunds- analysen. Ett speciellt tack går till , och för hjälp och värdefulla kommentarer. , och har bidragit med central information för projektet. I studien analyseras konjunkturkänsligheten i de offentliga utgifterna under utgiftstaken, vilka omfattar statsbudgetens utgifter exklusive räntebetalningar samt även inkluderande pensionsutgifter, i syfte att konstruera budgeteringsmarginaler som är tillräckligt stora för att hålla över en normal konjunkturcykel. Metodologiskt bygger studien på Braconier & Holden (1999), där förändringar i utgifter delas upp i ekonomiberoende (inducerade) förändringar samt politikberoende (dis- kretionära) förändringar. Våra beräkningar tyder på att utgifterna, givet en utgiftspolitik, är mycket känsliga för förändringar i infla- tionstakten. Den beräknade elasticiteten ligger i intervallet 0.76 till 1.00. Vad gäller känsligheten i utgifterna för reala störningar (dvs. för- ändrad BNP-tillväxt) ligger denna i intervallet -0.15 till -0.38 vid en utgiftspolitik. Vi finner inget stöd för att politiken avseende utgifterna under taket har varit vare sig pro- eller kontracyklisk . Utifrån känslighetsanalysen beräknas sedan hur utgifterna kan avvika från prognosticerade nivåer om oförutsedda makroekonomiska förändringar sker. I denna del av analysen baseras beräkningarna dels på historiska prognosavvikelser och dels på hypote- tiska scenarier. Resultaten visar att om den faktiska tillväxten under- stiger prognosen som inflationen över- stiger prognosen räknat på en treårsperiod så bör budgeteringsmarginalen uppgå till av den budgeterade utgiftsnivån år t+3. Motsvarande marginaler för t+1 samt t+2 är . Denna rapport syftar till att analysera konjunkturkänsligheten i de delar av de offentliga utgifterna som omfattas av de statliga utgiftstaken. Syf- tet är dels att beräkna hur känsliga utgifterna är för olika typer av makroekonomiska störningar samt dels att utifrån dessa beräkningar studera hur konjunktursvängningar och prognosavvikelser kan påverka utgiftsnivåerna. Dessa resultat kan sedan användas för att beräkna bud- geteringsmarginaler och därmed utgiftstak. I studien kommer känslig- heten i utgifterna med avseende på reala (BNP-tillväxt) och nominella chocker (tillväxt i Konsumentprisindex, KPI) att analyseras. Analysen omfattar tre huvudmoment. I avdelning 2 dekomponeras förändringar i fem utgiftsposter i dis- kretionära och inducerade förändringar i linje med Braconier & Holden (BH 1999). De första fyra utgiftsposterna: statlig konsumtion, statliga investeringar, statliga transfereringar och ur transfereringarna specifikt arbetslöshetsersättningen kan sägas vara en approximation för utgif- terna i statsbudgeten exklusive räntor. Till denna approximation av statsbudgeten baserad på data från nationalräkenskaperna lägger vi också utgifter för ålderspensionssystem, vilka ej inkluderas i statsbud- geten men ligger under utgiftstaket. I avdelning 3 används dessa dekomponeringar för att studera hur nominella och reala chocker påverkar utgifterna, dels utifrån en stilise- rad simulering och dels genom ekonometriska estimeringar baserade på historiska data (1981–1998). Vi studerar både huruvida chockerna påverkar utgifterna givet en utgiftspolitik och om de leder till utgiftsförändringar som kan hänföras till förändrad politik, dvs. en pro- eller kontracyklisk utgiftspolitik. Ur denna analys härleder vi elasticite- ter i utgifterna med avseende på BNP-tillväxt (-0.15 till -0.38) och till- växt i KPI (0.76 till 1.00) under politik. Vi finner inget stöd för att utgifterna under utgiftstaken används för kontracyklisk stabilise- ringspolitik –1998. De elasticiteter som estimeras i avdelning 3 används i avdelning 4 för att studera hur olika chocker (eller snarare avvikelser från progno- ser) kan påverka utfall relativt planerat utfall vad gäller utgifterna, givet en utgiftspolitik. Initialt använder vi prognoser från () prognosdatabas för att jäm- föra prognoser med utfall i termer av tillväxt och KPI. Utifrån dessa av- vikelser kan budgeteringsmarginaler sedan beräknas. Då institutionella förändringar skett (t.ex. Riksbanksreformen) kan dock relationen mel- lan prognos och utfall ha förändrats . Därför komple- menterar vi den historiska analysen med en analys baserad på hypote- tiska scenarier där vi kombinerar reala chocker med scenarier för hur inflationen kan tänkas avvika från mål. I detta samman- hang studerar vi också i vilken grad transfereringsutgifternas koppling till tidigare prisutveckling, exemplifierat med basbeloppets koppling till KPI-utvecklingen föregående år, påverkar utgifternas känslighet. Vi studerar också prognosavvikelser vad gäller inflation och tillväxt i län- der med en annan inflationshistoria än (, och ) för att få en referensbana. Resultaten tyder på att budgeterings- marginalerna, givet att ingen aktiv stabiliseringspolitik skall föras, bör vara år t+1, år t+2 samt år t+3 för att enbart exceptionella prognosavvikelser skall leda till att utgiftstaken bryts. Då motsvarande utrymme i genomsnitt varit , 1.9 pro- cent samt i Vårpropositionerna till 1999 tyder detta på att budgeteringsmarginalerna skulle behöva utökas . I avdelning 5 diskuterar vi kortfattat budgeteringsmarginaler, reformutrymme och stabiliseringspolitik. 2Dekomponering av förändringar i utgifterna i inducerade och diskretionära förändringar I denna studie definieras, i likhet med BH (1999), utgifts- politik i termer av utfall för olika utgiftsposter i förhållande till olika referenspunkter, såsom BNP eller prisdeflatorn för offentlig konsum- tion. I den mån utgifterna förändras i förhållande till dessa referens- punkter tolkas denna förändring som ett resultat av förändrad politik (diskretionär förändring) under det att alla förändringar i utgifterna som följer av förändringarna i referenspunkterna tolkas som ekonomi- beroende (inducerade) förändringar. Utifrån definitionerna av politik kan sedan all förändring i olika utgiftsposter dekomponeras an- tingen som inducerad eller diskretionär. Definitionerna av en ekonomisk politik är centrala i två avseenden. Å ena sidan påverkar definitionen av ekonomisk politik dekomponeringen, vilket innebär att definitionen i så hög grad som möjligt bör approximera verkligheten. Å andra sidan bör enkla schabloner användas för att metoden skall vara så enkel, lättfattlig och kräva så lite data som möjligt.1 I denna studie lägger vi mer vikt vid exakthet än vad BH gör, vilket medför att vi studerar totalt fem olika utgiftsposter. finanspolitik med avseende på utgifter definieras som: Offentlig konsumtion är i reala termer, deflaterat med deflatorn för offentlig konsumtion. Offentliga investeringar är konstanta i reala termer, deflaterade med deflatorn för offentliga investeringar. Transfereringarna är konstanta som andel av trend-BNP, där pris- uppräkning sker med KPI. 1 Se BH för en utförlig diskussion. Arbetslöshetsersättningen är i relation till arbetslösheten (i procent) och i relation till trend-BNP, där prisuppräkning sker med KPI. Ålderspensionerna är konstanta som andel av trend-BNP, där prisuppräkning sker med KPI.2 Definiera statlig (offentlig) konsumtion som Ct = DtC PtC , (1.) där DC är den politiska beslutsvariabeln (t. ex. offentlig sysselsätt- ning) och PC är deflatorn för offentlig konsumtion. Genom att ta förstadifferensen av (1. ), får vi att C = DtC PtC DtC1 PtC1 = DtC PtC + Ct 1 ptC (2.) där pC är prisförändringstakten ringen i den offentliga konsumtionen ( C ) beror dels på förändrad po- litik (diskretionär förändring, CtD ) och dels på förändrad prisnivå för offentlig konsumtion (inducerad förändring, CtI ). Givet att vi känner den totala förändringen i konsumtionen samt prisförändringstakten i offentlig konsumtion så kan den diskretionära förändringen i konsum- tionen räknas ut residualt CtD = Ct CtI . (3.) Utifrån (2.) kan vi även beräkna hur konsumtionsutgifterna förändras när prisförändringar i offentlig konsumtion sker, givet att politiken med avseende på offentlig konsumtion hålls (dvs. om utgifterna är konstanta i reala termer) 2I analysen sker prisuppräkning med KPI snarare än med BNP-deflator. Detta beror dels på att transfereringarna i en högre grad tycks vara kopplade till KPI (genom t.ex. basbeloppet) än till BNP-deflatorn som inflations- prognoser, som ligger till grund för utgiftsprognoser, fokuserar på KPI. Käns- lighetsanalys baserad på BNP-deflatorn presenteras i Appendix 3. 3Gemena bokstäver symboliserar tillväxttakter, dvs. t = ptC . (4.) Som vi visar i Appendix 1 kan de fyra övriga utgiftstyperna dekompo- neras på liknande sätt, vilket leder till följande relationer för utgifts- förändringar under utgiftspolitik. Investeringar förändras (gi- vet politik) (5.) där I är statliga investeringar och p I är förändringstakt i deflatorn för För statliga transfereringar (exklusive arbets- löshetsersättning och pensioner) gäller att = ( + pt ), (6.) där T är transfereringar, är trendtillväxttakt i BNP och p är för- ändringstakten i KPI. Arbetslöshetsersättningarna (UB) antas vara pro- portionella mot arbetslösheten och trend-BNP vid politik vil- ket innebär att = ( ut + + pt ), (7.) där u är förändringstakten i arbetslösheten (mätt i procent). Slutligen förändras pensionsutgifterna (PE) under politik som = ( + pt ). (8.) Som visas i Appendix 1 så kan förändringstakten i de totala utgifterna under utgiftstaket beräknas såsom (givet en utgiftspolitik) ( + pt )+ + UBt 1 ( + pt + u)+ PEt 1 ( + pt ) vilket kan skrivas som ( ptC pt )+ ( ptI pt )+ (Tt 1 + UBt 1 + PEt 1 ) (9.) (10.) Utifrån förändringen i de faktiska utgifterna samt (10.) kan sedan den diskretionära förändringstakten i utgifterna beräknas residualt (11.) I Figur 1 visas dekomponeringen av förändringen i de totala utgifterna för perioden –1998.4 Figur 1: Dekomponering av totala utgifter –1998 (procentuell för- D i s k r e ti o n ä r P r i m ä r In d u c e r a d 1 9 8 0 1 9 8 1 1 9 8 2 1 9 8 3 1 9 8 4 1 9 8 5 1 9 8 6 1 9 8 7 1 9 8 8 1 9 8 9 1 9 9 0 1 9 9 1 1 9 9 2 1 9 9 3 1 9 9 4 1 9 9 5 1 9 9 6 1 9 9 7 1 9 9 8 I Appendix 2 visas dekomponeringen av de olika utgiftsposterna. 4 Om annan källa ej explicit anges så har datan tillhandahållits av KI eller . 3Utgifternas känslighet för nominella och reala chocker Konjunkturkänsligheten i utgifterna under utgiftstaket kan analyseras ur flera olika aspekter. För det första kan man med hjälp av historiska data korrelera utgifterna med utvecklingen på olika makroekonomiska aggregat för att få en bild av den historiska känsligheten i utgifterna. Denna ansats har dock sina begränsningar. För det första kommer en analys av den allmänna utgiftsnivån inte att kunna skilja ut vare sig trendmässiga förändringar (såsom en ökande utgiftskvot), diskretionära konjunkturella förändringar eller inducerade förändringar. Även om till exempel en stor andel av ökningen i de nominella utgifterna kan hänföras till en hög inflationstakt så speglar den trend- mässiga ökningen i utgiftskvoten en politisk viljeinriktning snarare än en inflationskänslighet i utgifterna. Det är uppenbart att en korrela- tionsanalys som inkluderar skulle överskatta betydel- sen av nominella störningar för utgifterna. Ett annat problem som följer av att analysera historisk data är de regimskiften (t.ex. budgetreformen och oberoende) som inträffat, vilket gör att relationerna mellan olika makroekonomiska variabler kan variera kraftigt över tiden. För att få en uppfattning om känsligheten i utgifterna kommer vi därför att använda två olika analysmetoder samt även studera både den inducerade och den diskretionära förändringen i utgifterna. I den första analysen studerar vi hur stiliserade chocker kommer att påverka utgift- erna, givet att den ekonomiska politiken hålls . Vi kommer att utsätta ekonomin för dels en prischock (nominell) och dels för en kon- junkturell BNP-chock (real). Förutom att vi kan jämföra utgifternas känslighet med avseende på olika specifika chocker, så kan vi studera hur en stiliserad konjunkturchock påverkar utgifterna, givet en utgiftspolitik. I den andra analysen använder vi historiska data för Sve- rige för att estimera elasticiteten i de takbegränsade utgifterna med av- seende på real BNP-tillväxt och inflation. Utifrån dessa estimater kan sedan effekterna av olika konjunkturchocker (stiliserade eller historis- ka) på utgifterna beräknas, givet en politik. Slutligen använder vi historiska data för att estimera om diskretionära förändringar i utgif- terna samvarierar systematiskt med BNP-tillväxt och inflation. Genom att kombinera resultaten för de inducerade och diskretionära föränd- ringarna i utgifterna kan effekten av makroekonomiska chocker analy- seras under ett scenario där normal konjunkturpolitik förs. 3.1Inducerade utgiftsförändringar och stiliserade makroekonomiska chocker Makroekonomiska störningar kan delas upp i nominella och reala chocker, där den förstnämnda gruppen omfattar förändringar i olika priser medan den sistnämnda kan sägas drabba reala variabler, såsom produktion och sysselsättning. Även om uppdelningen i nominella och reala chocker är illustrativ ur en pedagogisk synvinkel så bör det beto- nas att effekterna knappast är oberoende, åtminstone vad gäller kort sikt. Initialt kommer vi dock att studera isolerade effekter innan vi ana- lyserar mer sammansatta chocker. Specifikt studerar vi en prischock och en (konjunkturell) BNP-chock.5 Metodologiskt följer vi BH (1999) med vissa modifikationer. Vi studerar en ekonomi där definitionerna av utgiftspolitik i avdelning 2 gäller, som ingen aktiv utgiftspolitik förs (dvs. vi studerar enbart inducerade effekter). Avvi- kelsen i utgifterna kan då definieras som I æ dP I (12.) där dX står för avvikelse (efter chock) från referensfallet, vilket innebär att dX Antag att ekonomin drabbas av en nominell chock, där KPI och implicitprisindex för offentlig konsumtion och investeringar förändras medan arbetslösheten och trendtillväxten är oföränd- rade. Då reduceras (12.) (13.) vilket innebär att de inducerade utgifterna förändras procentuellt lika mycket som prisnivån, dvs. elasticiteten i utgifterna med avseende på nominella chocker är 1. I ett alternativt scenario förändras enbart KPI, vilket ger en elasticitet på 0.76.6 Den höga känsligheten i utgifterna med avseende på prisförändringar är ett resultat av att utifrån definitio- 5 En prischock på år t motsvarar en prisförändringschock under sam- ma år på 1+ pt procent. Vi antar att trendtillväxten är oförändrad. 6 Elasticiteten blir i detta fall 1 (C + I ) tionen (C) plus investeringarna (I) för av de totala utgifterna vilket ger en elasticitet på 0.76. nen i avdelning 2 är alla utgiftsposter prisindexerade, vilket medför att inducerade utgiftsförändringar följer prisförändringarna. Härav följer att nominella chocker kommer att ha stora effekter på utgifterna och därmed också vara centrala för att kalkylera marginaler under utgifts- taket. Medan en nominell chock påverkar utgifterna i mycket hög grad så tycks en real (konjunkturell) chock ha en mer begränsad effekt på utgiftsnivåerna. Detta beror på att denna typ av chock enbart antas på- verka utgifterna genom arbetslöshetsnivån. Även om vi antar en hög elasticitet i arbetslösheten med avseende på BNP så blir känsligheten låg relativt känsligheten med avseende på nominella chocker. Antag att BNP förändras , medan trendtillväxt och prisnivåer är konstanta. Därmed kan (12.) (14.) där du u är den förändring i arbetslösheten (i procent) som sker när BNP förändras. Elasticiteten i arbetslösheten med avseende på tillväxt- takten bestäms genom att sätta du = (dY 7En osäkerhet i sammanhanget är att Giorno et al (1995) ej beskriver hur denna elasticitet räknas ut. 8Elasticiteten beräknas som (-0.20/(1+0.01)) (0.05/0.065)= -0.15. ekonomisk politik) och därmed kommer elasticiteten i (14.) också att öka. Ett sätt att illustrera hur elasticiteten i utgifterna med avseende på en BNP-chock påverkas av högre faktiska kostnader för arbetslöshet är om vi, i enlighet med et al (1993), antar att de arbetslöshets- relaterade kostnaderna är dubbelt så stora som arbetslöshetsersättning- arna, vilket medför att den beräknade elasticiteten förändras till -0.30. En annan illustration kan vara att lägga till bidrag för arbetsmarknads- utbildning till arbetslöshetsersättningen för att skapa en bredare approximation till de arbetslöshetsrelaterade utgifterna, vilket ger en elasticitet på -0.22.9 som fokuseringen på arbetslöshetsersätt- ningar troligen medför att vi underskattar de arbetslöshetsrelaterade ut- gifterna, och därmed konjunkturkänsligheten, så verkar t.ex. sjukför- säkringen i motsatt riktning. Utifrån dekomponeringsmetoden skulle effekter från andra arbetslöshetsrelaterade kostnader samt sjukförsäk- ringen hänföras till diskretionära förändringar. Som visas i avdelning 3.3 nedan finner vi dock inget stöd för vare sig pro- eller kontracyklici- tet i de diskretionära utgiftsförändringarna, vilket möjligen kan tyda på att dessa effekter tar ut varandra. Som en ytterligare känslighetsanalys estimerar vi relationen mellan du och BNP-tillväxt för Sverige.10 En punktestimat på -0.5 för med- för att elasticiteten i utgifterna med avseende på BNP blir -0.38.11 Här bör dock nämnas att estimaten -0.5 i hög grad påverkas av skeendet , medan estimaten för ligger på -0.24 vilket är nära Giorno et al (1995). Sammanfattningsvis tyder resultaten på att utgifternas känslighet för reala BNP-chocker ligger mellan -0.15 och -0.38. 3.2Estimerad känslighet i inducerade utgiftsförändringar I jämförelse med de stiliserade chocker som analyseras i avdelning 3.1, så kan en regressionsanalys fånga stabila men mer komplexa skeenden, där t.ex. olika prisindex kan förändras olika snabbt över tiden. Samti- digt är det dock värt att notera att alternativa definitioner av utgiftspolitik, med t.ex. andra prisindex, skulle leda till att dessa effek- ter såg annorlunda ut. Då vi i denna studie fokuserar på kortsiktiga (konjunkturella) effekter, är det naturligt att fokusera på hur avvikelser 9Elasticiteten beräknas som (-0.20/(1+0.01))*(0.071/0.065)= -0.22. 10Se Appendix 3 för beskrivning av metodologin för att estimera elasticiteten i arbetslösheten med avseende på tillväxten i . 11Elasticiteten beräknas som (-0.50/(1+0.01))*(0.05/0.065)= -0.38. i tillväxttakten från trendtillväxten och hur inflationstakten påverkar de inducerade utgifterna. Vi estimerar följande ekvation för = 0 + 1 ( yt y* )+ 1 pt , (15.) y symboliserar real BNP-tillväxt och y * symboliserar real trendtillväxt, beräknad som genomsnitt för hela tidsperioden.12 Som vi- sas i första raden av Tabell 1 så är den estimerade elasticiteten i utgif- terna med avseende på avvikelser från trendtillväxt ( 1 ) -0.20, medan estimaten för elasticiteten med avseende på förändringen i KPI ( 1 ) är 0.91.13 Återigen kan vi lägga till bidrag för arbetsmarknadsutbildning till arbetslöshetsersättningen, vilket leder till att de estimerade elastici- teterna blir -0.38 och 0.91.14 I jämförelse med de stiliserade chockerna tycks känsligheten med avseende på både reala och nominella stör- ningar vara av samma storleksordning. Ett sätt att dela upp utgifterna under utgiftstaket vore att studera posterna förvaltningsanslag, regelstyrda utgifter samt investeringar.