sou · GOB361d2 · 2001-01-01 00:00:00 — Då konsistenta tidsserier ej finns för statsbudgeten approximerar vi dessa tre poster med statlig konsumtion (C), totala transfereringar (T ' ) och investeringar (I) ur nationalräkenskaperna.15 I Tabell 1 visas elasticite- ten i de olika utgiftsposterna med avseende på tillväxt och förändrings- takt i KPI samt den effekt som förändringar i denna post har på de tota- la förändringarna. Utifrån den andra delen av Tabell 1 kan vi utläsa att de totala transfereringarna är den komponent som kraftigast påverkar utgifterna vid både en real och en nominell chock. Utgifterna påverkas även av den statliga konsumtionen, medan investeringarnas påverkan är negligerbar. 12Se Appendix 3 för regressionsresultat samt resultat för relaterade regres- sioner. 13Som visas i Tabell A2 i Appendix 3 så var den genomsnittliga trendtillväxten ( 0 ) i utgifterna . växt förklaras dels av den trendmässiga tillväxten i inducerade transfereringar samt det ökande priset för offentlig konsumtion relativt KPI. 14Se Tabell A2 i Appendix 3. 15Totala transfereringar definieras som statliga transfereringar inklusive arbets- löshetsersättningar samt ålderspensioner. Olika utgiftskomponenters känslighet för reala och nominella störningar. ( yt y* ) ( yt y* ) -0.20 (0.07) 0.68 (0.29) 0.05 (0.05) 1.64 (0.49) 0.03 (0.01) T ' t 1 -0.48 (0.07) -0.36 (0.06) Not: Värden inom parentes är standardavvikelser. Fetstil innebär att koefficienten är signifikant skild från noll. 3.3Estimerad känslighet i diskretionära utgiftsförändringar BH (1999) visar att den diskretionära förändringen i budgetsaldot är positivt korrelerad med avvikelsen i faktisk tillväxt från trendtillväxt. En naturlig tolkning av dessa resultat är att den förda finanspolitiken i varit kontracyklisk i syfte att dämpa konjunktursvängningar. Även om resultaten på grund av mät- och exo- genitetsproblem bör tolkas med viss försiktighet så kan en liknande analys vara relevant för utgifterna under taket. Om det är så att diskre- tionära utgiftsförändringar samvarierar positivt med tillväxttakten eller prisförändringstakten så kommer variabiliteten i de totala utgifterna att bli ännu större än om vi enbart analyserar den inducerade förändringen. Om statsmakten då vill ha möjlighet att föra en normal kontracyklisk utgiftspolitik bör därmed storleken på den diskretionära komponenten påverka utgiftstakets utformning. I Figur 2 plottas den diskretionära förändringen i utgifterna mot till- växten (i relation till trendtillväxt) samt mot förändringen i KPI. Uti- från Figur 2 kan inget synbart samband mellan diskretionära föränd- ringar och tillväxten samt KPI observeras, vilket bekräftas av regres- sionsresultaten i Appendix 3. Det tycks således inte som om de poster som inkluderas under utgiftstaket i någon märkbar grad har använts för stabiliseringspolitik.16 Diskretionär förändring i utgifter samt förändringstakter i KPI och BNP (1980–1998) 16 BH:s resultat i termer av kontracyklisk finanspolitik torde därmed förklaras dels av intäktssidan för den offentliga sektorn (t.ex. skattereformen) eller av diskretionära förändringar i kommunernas utgifter. Även det faktum att BH inkluderade bankstödet 1992–1994 i analysen innebär att den estimerade kontracykliciteten i finanspolitiken blir större än i denna studie. För att beräkna den erforderliga budgeteringsmarginalen behöver esti- materna för utgifternas känslighet för störningar kombineras med infor- mation om hur stora avvikelserna i utgifterna kan bli jämfört med de prognoser som utgifter under taket och utgiftstaken baserats på. Vi kommer i ett första steg att använda historiska prognoser för att studera prognosavvikelserna. I ett andra steg kommer vi att kombinera en stili- serad lågkonjunktur med scenarier för avvikelser i inflationen från centrum av inflationsmål på , där trendtillväxt och en inflation på är naturliga referenspunkter. Slutligen kommer vi att studera hur prognosavvikelser vad gäller tillväxt och inflation samvarierar historiskt för några länder med en historia av lägre inflation än . För att analysera storleken på budgeteringsmarginalen utgår vi från budgetprocessen avseende utgiftstaken. För att förenkla analysen antar vi att inga diskretionära förändringar i utgifterna planeras.17 I vårpropo- sitionen år t läggs ett utgiftstak och en planerad utgiftsnivå (N) för år t+3, där utgiftstaken för år t+2 och t+1 fastställts år t-1 och t-2. Den planerade utgiftsnivån för t+1 och t+2 bestäms t-2 och t-1 och revideras som en följd av nya prognoser. För enkelhetens skull antar vi att t är de planerade utgifterna för t+1 Nte+1 = Nt (1 + 0 + 1 ( yte+1 y* )+ 1 pte+1 ). (16.) Ekvation (16.) visar de prognosticerade utgifterna som en funktion av trendförändringen i utgifterna som följer av definitionen av ekonomisk politik, trendtillväxt samt de prognosticerade värdena för BNP-tillväxt och inflationstakt. Vi antar således att parametrarna 0 , 1 , 1 samt y* är kända, vilket innebär att avvikelser i framtida utgifter från de planerade utgifterna enbart beror på prognosavvikelser avseende BNP-tillväxt och inflation.18 Utifrån de prognosticerade utgif- terna samt det faktiska utfallet för år t+1 kan avvikelsen i utgifter i rela- tion till prognosticerade utgifter beräknas som Nt +1 Nte+1 = Nt ( 1 ( yt +1 yte+1 )+ 1 ( pt +1 pte+1 )). (17.) 17I den mån som diskretionära förändringar planeras ligger dessa utanför de här definierade utgiftstaken. 18De faktiska utgifterna år t+1 är Nt +1 = Nt (1+ 0 + 1( yt +1 y* )+ 1 pt +1). Utifrån (17.) kan vi approximera avvikelsen i från prog- nosen för år t som Nt +i Nte+i Nt åi ( 1 ( yt + j yte+ j )+ 1 ( pt + j pte+ j )).19 (18.) Avvikelsen mellan utfall och prognos vad gäller utgiftsnivåer beror på känslighetsparametrarna ( 1 , 1 ) samt prognosavvikelserna avseende tillväxt och inflation. Utifrån (18.) kan vi sedan beräkna avvikelsen från den prognosticerade nivån på utgifterna för t+i som ( 1 ( yt + j yte+ j )+ 1 ( pt + j pte+ j )) (19.) + å( 0 + 1 ( yt + j y )+ 1 pt + j För att få en realistisk bild av hur stora ackumulerade skillnader mellan prognoser och utfall som kan uppstå , studerar vi först historiska prognoser och utfall. Prognoserna är tagna från Kon- junkturinstitutets prognosdatabas och är framtagna av Konjunkturinsti- tutet och är baserade på höstprognosen (november). Detta medför troli- gen att prognoserna, åtminstone vad gäller t+1, är mer exakta än vad vårprognosen (som används vid bestämmande av utgiftstaken) är. Ett annat problem utifrån databasen är att inga framskrivningar görs för år t+3, vilket medför att vi måste konstruera en prognos . Den- na prognos skapas genom att anta att prognosen t+3 är lika med trendtillväxten, medan den prognosticerade inflationen för år t+3 ligger mitt i mål, dvs. på 2 procent.20 gjor- 19 Approximationen beräknas utifrån Nt +i Nte+i = Nt i (1+ 0 + 1( yt + j y* )+ 1 pt + j ) j =1 Nt i (1+ 0 + 1 ( yte+ j y* )+ 1 pte+ j ). 20 Antagandet vad gäller inflationen överensstämmer med vårpropositionens framskrivningar. Vad gäller tillväxttakten relateras vårpropositionens prognos för år t+3 snarare till ett normalt konjunkturläge än till tillväxt enligt trend. des inte heller några systematiska prognoser för år t+2, vilket innebär att i den mån vi vill använda data så måste en prognos för år t+2 också skapas på samma sätt som för år t+3. I Figur 3 visas prognosavvikelsen i BNP-tillväxt för t+1 samt för t+2. Vad gäller den ackumulerade prognosavvikelsen visas två typer av prognoser avseende BNP-tillväxt. Den första prognosen (I) bygger på prognoser år t för t+1 samt t+2 och där prognosen för t+3 är trendtillväxt. I den andra prognosen (II) har KI:s prognos för t+1 kombinerats med trendtillväxt för t+2 samt t+3. Som visas i diagrammet så ökar avvikelsen med tiden, dvs. avvikelsen för treårsprognoserna är större än för ettårsprognosen. Vad gäller treårs- prognoserna tycks (I) ge mer korrekta prognoser än (II). Dock är den genomsnittliga prognosavvikelsens absolutvärde även baserat på (I). Med undantag för krisåren 1992 och 1993 så har prognosavvikelserna varit . För ettårs- och tvåårsprognoserna är de genomsnittliga prognosavvikelserna . Som referenspunkter för beräkningar av budgeteringsmar- ginaler skulle därmed 2, kunna användas för t+1, t+2 samt t+3. Avvikelser i utfall från prognosticerad BNP-tillväxt (1980– år (I) år (II) Vad gäller prognoserna för inflation uppstår ett antal problem. Då det är svårt att tänka sig att inflationen i har fluktuerat runt en långsiktig trend (se Figur 2), så blir det ej särskilt informativt att konstruera prognoser utifrån ett sådant mått. Vad gäller inflationsprognoser kommer vi därför enbart att använda information för år t+1 samt t+2 kombinerat med en prognos för t+3 som ligger mitt i inflationsmål () för att konstruera treårsprognosen.21 Resultaten i Figur 4 visar att den ackumulerade skillnaden mellan utfall och treårsprognosen som mest uppgår till . De resultat som visas i Figur 4 överskattar dock troligen de avvikelser som kan förväntas när och prognosmakare har anpassat sig till en miljö där penningpolitiken styrs av inflationsmålet. Alternativa scenarier för inflation kommer att diskuteras i avdelning 4.2. Avvikelser i utfall från prognosticerad inflation (1993–1998) För att illustrera hur känsliga utgiftsnivåerna är för avvikelser från prognosticerade utfall kombinerar vi avvikelserna med estimater på konjunkturkänsligheten beräknade i avdelning 3.1 och 3.2.22 Utifrån dessa kan sedan avvikelsen relaterat till den prognosticerade utgifts- nivån beräknas enligt (20.). Denna procentuella avvikelse visas i Figur 5. Utifrån dessa resultat skulle budgeteringsmarginalerna, givet en kon- stant utgiftspolitik, åtminstone behöva uppgå till år t+1, 3.5 21Riksbankens inflationsmål började dock tillämpas först . 22I beräkningarna har alternativ (I) använts för både tillväxt och inflationsfram- skrivningar för år 3. För att få en övre gräns på avvikelsen antar vi att 1 =-0.34 och 1 =0.97, vilka är de övre gränserna (2 standardavvikelser) för regressions- estimaterna. Trendtillväxten i har satts till och den inducerade trendförändringen ( 0 ) har satts till . procent år t+2 samt år t+3 om motsvarande prognos- avvikelser i motsatt riktning kan förväntas. Dock är det troligt att åt- minstone transfereringsutgifternas känslighet med avseende på avvikel- ser i inflationsprognoser överskattas. Detta beror på att stora delar av dessa utgifter inte är kopplade till inflationsutvecklingen under inneva- rande år utan snarare, genom kopplingen till basbeloppet, till inflatio- nen under föregående år. Detta innebär i sin tur att de relevanta prog- nosavvikelserna omfattar år t, t+1 och t+2 snarare än t+1, t+2 och t+3. Som visas i Appendix 4 innebär detta att behovet av budgeterings- marginaler minskar.23 Som visas i Appendix 4 blir motsvarande budge- teringsmarginaler med eftersläpning i priserna (t+1), 2 pro- cent (t+2) samt (t+3). Det är värt att notera att avvikelsen mellan prognosticerade utgifter och utfall, givet en utgiftspolitik, i mycket hög grad drivs av skillnader i utfall och prognos avseende prisutvecklingen snarare än vad gäller tillväxtutvecklingen. Detta beror dels på att avvikelserna för den studerade perioden är större vad gäller inflation än tillväxt, samti- digt som effekterna av en given avvikelse i priser får en mycket större effekt på utgifterna än motsvarande avvikelse i tillväxt. Avvikelse (procentuell) från prognosticerade utgifter (1993– 23 Regressionsresultat baserade på att den inducerade förändringen i transfe- reringar kopplas till KPI-utvecklingen föregående år medför en totaleffekt i samma storleksordning som rapporterats i avdelning 3.2. 4.2Hypotetiska prognosavvikelser och inflationsmål Att konstruera hypotetiska sammansatta avvikelser från prognos för BNP-tillväxt och KPI tenderar att bli spekulativt. Historiska samband, speciellt vad gäller inflation, är av begränsad nytta i dessa sammanhang då antalet observationer är få som avvikelserna knappast är strukturellt stabila över tiden. Utifrån den historiska datan kan dock ett par generella samband utläsas. För det första är prognosfelen för BNP- tillväxten korrelerade med faktiskt utfall, vilket visas i Figur 6. För det andra tycks det finnas en (svag) negativ korrelation mellan utfall vad gäller tillväxt och inflation.24 En möjlig tolkning av denna korrelation är att de ekonomiska svängningarna i i en högre grad orsakats av utbudschocker, där priserna stiger som tillväxten faller, snarare än efterfrågechocker där både priser och till- växt faller. En annan förklaring kan vara en trögrörlighet i prisutveck- lingen i begynnelsen av konjunkturnedgångar. Vi kommer i den följan- de analysen att anta att avvikelser från trendtillväxt kan användas som en approximation av prognosavvikelser (dvs. vi antar att prognosen är lika med trendtillväxt) för att beräkna storleken på de reala avvikelser som kan förväntas. Avvikelse från trendtillväxt samt avvikelse från tillväxt- prognos (1980–1998) 24 Detta samband är tydligt om korrelationsanalysen baseras på löpande medel- I våra scenarier antar vi en total avvikelse i BNP-tillväxten från prog- nos på (med sekvens , , 1 pro- cent). Detta motsvarar en total nedgång som är större än de som skedde (), men betydligt mindre än ned- gången (9,). Vad gäller prognos- avvikelser för KPI antar vi två olika scenarier, där inflationen i det första ligger över prognos medan infla- tionen i det andra scenariot totalt överstiger prognosen (med sekvensen , , ).25 Som ett tredje scenario antar vi att de inducerade förändringarna i utgifterna som följer av prisförändringar sker med eftersläpning, p.g.a. kopplingar till basbelopp och liknande. Sekvensen av avvikelser från inflationsprognos följer scenario två ovan, vilket i detta fall medför be- räknade avvikelser från inflationsprognos för t, t+1 och t+2 (med sek- vens , och då vi antar att inget prognosfel finns för t). I scenario fyra antas samma makroekonomiska chock som scenario två, men utgiftsavvikelserna beräknas utifrån punktestimaterna från regressionen, dvs. 1 = 0.20 samt 1 = 0.91, snarare än extremvärdena. I det femte scenariot baseras analysen på den vidare definitionen av arbetsmarknadsrelaterade utgifter, där bidrag för arbets- marknadsutbildning inkluderas. Vad gäller korrelationen mellan prog- nosavvikelserna i tillväxt och inflation antar vi enbart att en över- skattning av tillväxtförloppet kan sammanfalla med en underskattning av inflationsförloppet. I den meningen ger beräkningarna i Tabell 2 ett värsta scenario där prognosavvikelserna samverkar för att underskatta utgiftstillväxten. 25 Notera att det första scenariot innebär att om prognosen ligger mitt i riks- bankens inflationsmål () så behöver inflationen aldrig överstiga riks- bankens övre gräns (). Tabell 2: Avvikelse i utgifter från prognos (procent) för olika scenarier för prognosavvikelser Tillväxt -5, Tillväxt -5, Tillväxt -5, Tillväxt -5, Tillväxt -5, (%) efter: 1.59 (-2, 1) 1.59 (-2, 1) 0.66 (-2, 0) 1.26 (-2, 1) 1.61 (-2, 1) 3.07 (-4, 2) 4.88 (-4, 4) 2.17 (-4, 1) 4.14 (-4, 4) 4.81 (-4, 4) 4.15 (-5, 3) 5.89 (-5, 5) 5.01 (-5, 4) 5.01 (-5, 5) 5.82 (-5, 5) Not: Värden inom parentes visar ackumulerad avvikelse (tillväxt, inflation). Beräk- ningarna är baserade på en prognosticerad tillväxt på , en prognosticerad inflationstakt på samt en trendförändring i utgifterna på . Vi antar att 1 =-0.34 och 1 =0.97 i de tre första scenarierna, att 1 =-0.20 och 1 =0.91 i det fjärde scenariot samt att 1 =-0.38 och 1 =0.91 i det sista scenariot. Utifrån resultaten i Tabell 2 tycks en budgeteringsmarginal på 2 pro- cent vara tillräcklig för t+1. För t+2 kan vi utifrån kolumnerna 2 och 4 dra slutsatsen att en marginal på bör vara tillräcklig, även om resultaten skiljer sig mycket mellan de olika scenarierna. Slutligen tycks en budgeteringsmarginal på vara en naturlig utgångs- punkt. De scenarier vi beskriver ovan kan jämföras med makroekonomiska fluktuationer i andra med en moderat inflationsutveck- ling. I Tabell 3 visas (ackumulerad) avvikelse från prognosticerad till- växt och inflation för , , och under deras respektive nedgångar . Prognoserna för t+1 och t+2 är från Economic Outlook, medan prognoserna för till- växt och inflation år t+3 har antagits vara genomsnittlig tillväxt för de tre första länderna, vilket kan sägas vara en tidsperiod där dessa länder har en någorlunda stabil inflationsutveck- ling. Det bör noteras att prognoser publiceras , vil- ket tenderar att underskatta prognosavvikelser jämfört med de progno- ser som ligger till grund för utgiftstakens beräknande. Tabell 3: Prognosavvikelser för några Total ackumulerad avvikelse: (8991) (92-94) (90-92) Tillväxt -4.7, Tillväxt -2.7, Tillväxt -4.0, Tillväxt -4.9, prognos (%) : -0.8; 0.9 -3.2; 0.3 -2.3; 4.0 -1.8; 4.4 -4.7; 1.7 -4.0; 5.6 -4.9; 4.6 Not: Avvikelser för år 3 är räknade från trendtillväxt och trendinflation förutom för Sve- rige där trendtillväxt och en inflation på har använts. Inflationstalen relaterar till prisdeflatorn för privat konsumtion. Som visas i Tabell 3 är prognosavvikelserna för och av- sevärt mindre än i de scenarier som visas i Tabell 2, medan de faktiska avvikelserna för ligger något över det värsta scenariot i Tabell 2. För del ligger avvikelserna i linje med scenario 3. Vi tror därför inte att de budgeteringsmarginaler som impliceras av scena- rierna i Tabell 2 är orealistiska. Utifrån våra resultat tycks marginalerna i Vårpropositionen 99 (samt genomsnitt VÅP 96–99) på 0.5 (1.2) procent t+1, 2.0 (1.9) procent t+2 samt 4.4 (3.5) procent för t+3 vara alltför små. konjunktursvängningar, stabiliseringspolitik och reformutrymme Analysen har baserats på att vi antagit att inga diskretionära för- ändringar sker i utgiftspolitiken. Som vi diskuterade i avdelning 3.3 så tycks inte heller de diskretionära förändringarna i utgifterna under utgiftstaken vara korrelerade med konjunkturutvecklingen i . Detta resultat kan antingen tolkas som att inga försök till en kontra- cyklisk utgiftspolitik har gjorts eller som att sådana försök inte har in- fallit . Trots att en kontracyklisk utgiftspolitik inte tycks ha förts historiskt kan det finnas ambitioner att föra en sådan po- litik i framtiden.26 En politisk viljeinriktning att kunna föra en sådan politik innebär dock att de budgeteringsmarginaler som beräknats ovan skulle behöva kompletteras med ytterligare budgeteringsutrymme som kan tas i anspråk vid en konjunkturnedgång. Förutom förändringar i utgiftspolitiken i stabiliseringspolitiskt syfte tillkommer även ett reformutrymme för framtida diskretionära utgiftsförändringar i positiv eller negativ riktning, om dessa inte finansieras genom omprioriteringar inom utgiftssystemet. I den mån som dessa reformer beslutas och inkluderas i utgiftsprognoserna inverkar de inte på budgeteringsmar- ginalen i termer av avvikelser från prognos. I den mån framtida refor- mer ej har kvantifierats och inkluderats i utgiftsprognosen bör budgete- ringsmarginalen utökas eller minskas i motsvarande grad. I denna studie har analysen inriktats på hur stora budgete- ringsmarginaler som behövs vid konjunkturnedgång för att inte utgifts- taken skall spricka eller att finanspolitiken skall behöva förändras i en kontraktiv riktning. Utifrån denna synvinkel bör budgeteringsmargina- lerna vara så stora som möjligt. Å andra sidan innebär stora marginaler generellt att den disciplinerande effekten av utgiftstak i den modifie- rade budgetprocessen minskar, vilket innebär att marginalerna bör vara relativt små. Vad gäller den diskretionära stabiliseringspolitiken med- för dessutom budgeteringsmarginalerna ytterligare problem, då små marginaler leder till att en expansiv utgiftspolitik ej kan föras under en konjunkturnedgång där inflationen överstiger de prognostise- rade. I detta scenario med svagare tillväxt och högre inflation än prog- 26 Dock skulle man, utifrån diskussionen i avdelning 3.1 om klassificeringen av den aktiva arbetsmarknadspolitiken, kunna tolka en del av de inducerade effek- terna vad gäller arbetslöshetsrelaterade utgifter som diskretionära och kontra- cykliska. Dock vore denna komponent relativt liten. Dessutom skulle den indu- cerade komponenten minska i motsvarande grad, vilket innebär att den totala avvikelsen ej skulle förändras. nostiserat kan utgiftspolitiken till och med behöva förändras i en kon- traktiv riktning för att taken skall hålla. medför budgete- ringsmarginalerna att möjligheterna att förändra finanspolitiken i ex- pansiv riktning är stora under en gynnsam makroekonomisk utveckling, vilket kan illustreras med utvecklingen . Därmed kan systemet med utgiftsprognoser och budgeteringsmarginaler skapa förutsättningar för en pro-cyklisk utgiftspolitik, vilket knappast är önskvärt. En diskussion om eventuella lösningar på detta problem lig- ger dock utanför rapportens avgränsning. Denna studie har analyserat hur makroekonomisk osäkerhet kan påver- ka de offentliga utgifterna under utgiftstaket i syfte att beräkna behovet av budgeteringsmarginaler mellan prognoserna för de takbegränsade utgifterna och utgiftstaken. Våra resultat visar att utgifterna, givet en utgiftspolitik, har en elasticitet på 0.76 till 1.00 med avseende på inflationstakten. Utgiftselasticiteten med avseende på BNP-tillväxt, återigen givet en utgiftspolitik, ligger i intervallet -0.15 till -0.38. Vi finner inget stöd för att politiken avseende utgifterna sam- varierar med vare sig inflationsutvecklingen eller tillväxten under pe- rioden –1998, vilket kan tolkas som att utgiftspolitiken vare sig har varit pro- eller kontracyklisk. Utifrån känslighetsanalysen beräknas sedan hur utgiftsnivåerna kan avvika från prognosticerade nivåer när oförutsedda makroekonomiska förändringar sker. Dessa beräkningar görs dels utifrån historiska prognosavvikelser och dels utifrån hypote- tiska scenarier. Som ett värsta scenario tänker vi oss att tillväxten understiger den prognosticerade som inflationen överstiger prognosen av . Utifrån detta scenario borde budgeteringsmarginalen för år t+3 uppgå till av den budgeterade utgiftsnivån för att utgifterna vare sig skall överstiga taket eller utgiftspolitiken behöva förändras i kontraktiv riktning. Motsvarande marginaler för t+1 och t+2 är 2 pro- cent och . Dessa marginaler inkluderar inte utrymme för vare sig en kontracyklisk utgiftspolitik eller utgiftsskapande reformer. , E., A. Rødseth and E. Storm (1993). Fiscal expansion, the bud- get deficit and the economy: 1988-91. Statistics , Dis- cussion Paper 91. Braconier, H. och S. Holden (1999). The Public Budget Balance, Fiscal Indicators and Cyclical Sensitivity in the Nordic Countries. Giorno, C., P. , D. Roseveare och P. van den Noord (1995). Potential output, output gaps and structural budget balances. Economic Studies 24, 167-209. (1988-1995). Regeringens Budgetproposition (1996/1997-1999/2000). Regeringens Vårproposition (1996/1997-1999/2000). På samma sätt som den statliga konsumtionen dekomponerades i avdel- ning 3 kan vi dekomponera övriga utgiftsposter. Investeringarna defi- nieras som = DtI Pt I , (A1.) DI är den politiska beslutsvariabeln och PI Återigen kan vi dela upp den totala föränd- ringen i utgifterna i en diskretionär och en inducerad komponent I = DI Pt I + It 1 pt I . (A2.) Transfereringarna (exklusive arbetslöshetsersättning och ålderspensio- ner) definieras som = DtT Pt Yt* , (A3.) Y * är real trend-BNP och P är prisnivån (KPI). T = DT (Pt Yt* )+ Tt 1 ( + pt + pt ) (A4.) där den första termen i högerledet återigen är den diskretionära föränd- ringen medan den andra termen är den inducerade förändringen (som drivs av tillväxttakten i trend-BNP ( ) och förändringstakten i KPI). I en ekonomi med normal tillväxt- och inflationstakt blir termen p negligerbar och (A4.) kan därmed skrivas som T = DT (Pt Yt* )+ Tt 1 ( + pt ). (A5.) Återigen beräknas den diskretionära komponenten residualt.