sou · GSB3105d2 · 2005-01-01 00:00:00 — I detta kapitel behandlas två viktiga bestämningsfaktorer för balanstalet och därmed för fördelningssystemets finansiella ut- veckling, nämligen sysselsättningen och avkastningen på kapital i buffertfonden. Kapitlet ger en principiell och empirisk grund för UTÖ-modellen, den simuleringsmodell som utredningen använder för att undersöka effekter av en automatiskt verkande regel för utdelning av överskott i fördelningssystemet. I kapitlet redovisas dels de antaganden som gjorts om sysselsätt- ning och kapitalavkastning på lång sikt, dels de modellsamband som konstruerats för att avbilda kortsiktiga variationer i dessa be- stämningsfaktorer. Delvis är framställningen ganska teknisk och en del innehåll har förlagts till fotnoter. Dessa torde kunna hoppas över utan att förståelsen i sina huvuddrag äventyras nämnvärt. Viktiga komponenter i en modell som skall avbilda ett pensions- systems framtida tillgångar och skulder är de befolkningsmässiga och ekonomiska förutsättningarna. Hur många kommer att vara förvärvsaktiva och därmed tjäna in pensionsrätt, som de betalar in pensionsavgifter? Hur många kommer att vara pensio- närer och hur länge? Hur stor avkastning kommer buffertfondens placeringar i obligationer och aktier att ge? De demografiska förutsättningarna i UTÖ-modellen har hämtats från den framskrivningsmodell som utvecklats av Riksförsäkrings- verket, och som bl.a. bygger på SCB:s befolkningsprognos. Valet av ekonomiska förutsättningar som ingår i UTÖ-modellen styrs bl.a. av det reformerade fördelningssystemets konstruktion. Detta ut- vecklas närmare nedan. Med pensionsreformen har det blivit möjligt att följa systemets finansiella ställning i termer av tillgångar och skulder. Systemet har två slags tillgångar som tillsammans skall säkra möjligheterna att betala ut pensioner och därmed uppfylla sitt åtagande. Det ena tillgångsslaget är den s.k. avgiftstillgången, som består av den lagstadgade skyldigheten för arbetsgivare, arbetstagare och i vissa avseenden staten att betala in pensionsavgifter. Det andra är buffertfonden, som består av aktier, obligationer och andra värde- papper. Pensionsskulden byggs upp successivt i takt med att de försäk- rades pensionsbehållningar ökar med dels årliga tillskott av pen- sionsrätt baserade på inbetalda avgifter, dels en årlig förräntning i takt med den genomsnittliga inkomstutvecklingen (inkomstindex). reduceras skulden löpande när ålderspension betalas ut. Buffertfondens utveckling beror dels på avgiftsnettot, dels på kapitalavkastningen. Om avgiftsnettot är noll, dvs. om årets in- betalningar är lika stora som årets utbetalningar, är det kapitalav- kastningen som ensam står för fondens tillväxt. Avgiftstillgången är mer abstrakt än buffertfonden, eftersom den inte motsvaras av värdepapper. Men även den kan sägas ha en av- kastning. Denna bestäms främst av tillväxten i ekonomins löne- summa, vilken utgör pensionssystemets huvudsakliga avgiftsunder- lag. Tillväxten i lönesumman bestäms av dels förändringen i antalet förvärvsarbetande, dels förändringen i den genomsnittliga förvärvs- inkomsten per förvärvsarbetande, snittinkomsten. Snittinkomsten har emellertid underordnad betydelse för ut- vecklingen av systemets finansiella balans. Detta beror på att snitt- inkomstens utveckling återspeglas i systemets inkomstindex, vilket används till att justera de pensionsbehållningar som utgör systemets skulder. Härigenom kommer en förändring i snittin- komsten att påverka skulderna lika mycket som den påverkar av- giftstillgången. I en hypotetisk situation där buffertfondens avkast- ning är lika stor som tillväxten i snittinkomsten, skulle fördelnings- systemets balanstal inte alls påverkas av förändringar i snitt- inkomsten.1 1 Balanstalet definieras som summan av avgiftstillgång och buffertfond, dividerad med systemets totala skulder till de försäkrade. När systemet är i balans – dvs. när tillgångar och skulder är lika stora – är balanstalet lika med 1,00. Av denna systemkonstruktion följer att förändringar i snittin- komsten (och därmed i inkomstindex) kan hanteras på samma sätt i modellen som inflationen.2 Det innebär att resultatet av en fram- skrivning av det reformerade fördelningssystemet är neutralt för vilket antagande som görs om tillväxten i de genomsnittliga för- värvsinkomsterna.3 Utvecklingen av antalet förvärvsarbetande blir det avgörande. En reservation måste dock göras för tilläggspensionen, dvs. de pensioner som övergångsvis betalas enligt äldre regler. När det gäller intjänandet av rätt till sådan pension finns nämligen ingen följsamhet till inkomstindex inbyggd i systemet.4 Slutsatsen blir att en modell för det reformerade fördelnings- systemets finansiella utveckling behöver förses med förutsättningar om dels sysselsättningens förändringar, dels buffertfondens avkast- ning i relation till genomsnittsinkomstens procentuella öknings- takt. Kort sikt – på lång sikt Ekonomiska antaganden brukar i modeller för långsiktiga fram- skrivningar formuleras som genomsnittliga förändrings- och avkast- ningstal . Osäkerheten är naturligtvis stor i sådana antaganden. En metod för att beakta detta är alter- uppsättningar av antaganden, scenarier, vilka möjliggör käns- lighetsanalyser. Exempelvis använder vanl- igen scenarieteknik när man redovisar sina långsiktiga framskriv- ningar av det allmänna pensionssystemet. Som utvecklas i kapitel 5, har utredningen också valt detta tillvägagångssätt, i form av ett bas- scenario och två alternativscenarier. I många sammanhang går det bra att i långsiktiga framskriv- ningar bortse från kortsiktiga variationer i de ekonomiska variab- lerna. För den fråga som denna utredning har att analysera innebär emellertid den automatiska underskottsbalansering som redan finns 2Lika gärna som man talar om beräkningar som är reducerade till en fast prisnivå – vilket är vedertaget – kan man här tala om beräkningar som är reducerade till en fast inkomstnivå. 3I strikt mening: förutsatt att buffertfondens nominella avkastning har en given marginal till summan av inflation och real tillväxt i snittinkomsten, dvs. till snittinkomstens nominella tillväxt. 4Det allra när en försäkrad kan förändra sin rätt till tilläggspension är 2017, det år då de yngsta årskullarna i den s.k. mellangenerationen, dvs. personer födda fyller . Eftersom andelen tilläggspension för de yngre årskullarna i mellangenerationen är så låga, blir konsekvenserna av denna komplikation relativt snabbt marginella. i pensionssystemet en komplikation. Ett visst scenario kan se pro- blemfritt ut i meningen att ingen underskottsbalansering utlöses under den analyserade tidsrymden. Med en viss antagen avkastning i buffertfonden byggs kanske ett betydande överskott upp, som ter sig utdelningsbart utan att balanstalet någonsin skulle sjunka under den kritiska nivån 1,00. Men med en modell som antar konstanta förändrings- och av- kastningstal bortser man från att kortsiktiga negativa variationer (av konjunkturell eller slumpmässig natur) uppstår även i ett på lång sikt gynnsamt scenario. Modellen skriver fram tidsförloppen som om de långsiktiga förändrings- och avkastningstalen skulle gälla . I verkligheten kan kortsiktiga variationer i sysselsättning eller fondavkastning leda till en eller flera underskottsbalanseringar även i ett ekonomiskt gynnsamt scenario, utan att underskotten visar sig i modellkalkylen. Följden blir att modellen kommer att överskatta pensionsutbetalningarna och därmed att underskatta systemets finansiella styrka. Det finns en kort sikt även på lång sikt, vilket behöver beaktas. Det är svårt att avgöra om en inträffad för- ändring i t.ex. sysselsättningen är tillfällig eller bestående. Dessa problem har vuxit med tiden, eftersom ekonomins konjunktur- variationer har ökat i styrka under . Konjunkturcyklernas längd har också blivit mer oregelbunden. kunde man räkna med ett avstånd mellan konjunkturens toppar respektive bottnar. har konjunkturförloppen varit mer otydliga. Som framgått i kapitel 3 har utredningen stannat för att undersöka effekterna av överskottsutdelning med utgångspunkt från att över- skottsutdelning inte skall ske förrän balanstalet överstiger en viss lägsta nivå. Underlag för att rekommendera en sådan nivå skall utgöras av ett stort antal framskrivningar av framtida förlopp med hjälp av UTÖ-modellen. En viktig aspekt är att visa hur valet av lägsta nivå för utdelning påverkar sannolikheten för att under- skottsbalansering skall utlösas i ett senare skede. Simuleringarnas uppläggning är i grova drag följande. Med ut- gångspunkt i långsiktiga antaganden om tre centrala faktorer – sysselsättning, obligationsavkastning och aktieavkastning – görs ett stort antal simuleringar. Varje simulering omfattar en tidsperiod , och den innehåller en unik serie av kortsiktiga variationer i de tre faktorerna. De kortsiktiga variationerna skapas med hjälp av särskilda modellsamband, en för varje faktor, och av en slumptals- generator. Varje simulering ger upphov till en serie balanstal, och i varje simulering prövas vad som händer om överskottsutdelning införs vid olika lägsta balanstalsnivåer för utdelning. Med hjälp av de samlade simuleringsresultaten kan man beräkna bl.a. hur mycket större sannolikheten för en senare underskottsbalansering blir på grund av en viss regel för överskottsutdelning och hur mycket pensionsutbetalningarna från systemet påverkas. De kortsiktiga fluktuationer som man observerar i praktiken kan ytterst sägas bero på informationsbrister på olika marknader – inom branscher, inom ett land eller på världsmarknaden. Förvänt- ningar kan slå fel, det kan ske plötsliga förändringar i efterfrågan eller utbud av vissa produkter, det kan vidtas politiska åtgärder som påverkar konjunkturerna, naturkatastrofer kan inträffa, m.m. I strikt mening är det oriktigt att kalla de kortsiktiga variationerna slumpmässiga. Men det har visat sig att statistiska modeller som innehåller slumpmässiga komponenter kan generera ekonomiska förlopp som mycket liknar verklighetens. Sådana modeller kallas på fackspråk stokastiska. I avsnitten 4.2–4.4 analyseras både de lång- och kortsiktiga för- ändringarna i sysselsättningen, obligationsavkastningen och aktie- avkastningen, samt redovisas de stokastiska modeller som ut- nyttjats i UTÖ-modellen för att avbilda kortsiktiga fluktuationer i dessa ekonomiska nyckelfaktorer. Utvecklingen av antalet sysselsatta, dvs. förvärvsaktiva personer som ett visst år tjänar in pensionsrätt för inkomstpension, är en viktig bestämningsfaktor för både den årliga förändringen i systemets pensionsskuld och för förändringen i systemets avgifts- underlag och därmed för avgiftstillgången. En viktig del i UTÖ-modellen är därför de antaganden som gjorts om långsiktiga och kortsiktiga förändringar i antalet syssel- satta, något som bestämmer på vilket sätt modellen skall skriva fram förlopp under en lång framskrivningsperiod. Nedan ges först en sammanfattning av de centrala antagandena och modellsambanden i 4.2.1. Därefter utvecklas i 4.2.2 motiven för de val som gjorts i modellen, som det empiriska underlaget redovisas. 4.2.1Antaganden om sysselsättningen i UTÖ-modellen Antalet sysselsatta antas i modellen stiga i takt med befolkningen i de förvärvsaktiva åldrarna enligt befolk- ningsprognos . Detta innebär en genomsnittlig ökning i sysselsättningen på . Antagandet kan, i ljuset av de senaste decenniernas utveckling, betecknas som relativt optimistiskt. Sysselsättningsgraden i den svenska befolkningen har historiskt sett minskat som en följd av att studietiderna förlängts och att människor lämnat arbetslivet i allt lägre ålder. Den sistnämnda trenden har visserligen upphört. Medelåldern för utträdet från arbetslivet har t.o.m. ökat något, men det osäkert om detta är en bestående före- teelse. Tendensen till allt längre utbildningstider fortsätter, något som i sig skulle kunna ha motiverat ett lägre antagande om syssel- sättningsutvecklingen. För att i modellen återge sysselsättningens kortsiktiga varia- tioner på lång sikt har ett dynamiskt samband skattats i form av en stokastisk s.k. autoregressiv modell. I denna beror sysselsättning- ens avvikelser från den långsiktiga trenden ett visst år på av- vikelserna under de två närmast föregående åren och en slumpterm: qt = 1,51 qt 1 – 0,66 qt 2 + et där qt är sysselsättningens avvikelse i procent av den antagna lång- tidsnivån t och et är en normalfördelad slumpterm med en standardavvikelse på . De tidsförskjutna avvikelserna fångar upp förhållandet att en konjunkturellt betingad sysselsättningsavvikelse inte fullbordas utan normalt är en mer utdragen process. Om det upp- kommer en avvikelse från trenden på ett visst år, för- stärks den i modellen till . Året därpå påbörjas emellertid en återgångsprocess genom den negativa koefficienten - 0,66. Efter ytterligare har den ursprungliga avvikelsen i prin- cip ebbat ut (som nya avvikelser naturligtvis tillkommit). Modellen får således sysselsättningen att återgå till trenden efter att en avvikelse uppstått, som ett resultat av att summan av inflytandet från de tidsförskjutna avvikelserna är mindre än ett. Detta innebär att modellsambandet skapar vad som brukar kallas mean rever- sion. 4.2.2Analys och empirisk bakgrund Underliggande förändringar i sysselsättningen5 bestäms av utveck- lingen av befolkningen i de förvärvsaktiva åldrarna och långsiktiga trender i befolkningens sysselsättningsgrad. Kortsiktiga föränd- ringar, på något eller , orsakas av konjunktursväng- ningar och variationer av mer slumpmässig art. Andelen sysselsatta av befolkningen i åldern 16–ökade och nådde en topp omkring . Bakom denna ökning låg kvinnornas successiva inträde på arbetsmarknaden. Bland männen föll sysselsättningsgraden däremot, sakta men säkert. har de långsiktiga trenderna skymts av de drama- tiska konjunktursvängningarna (diagram 4.1). Det kan diskuteras om sysselsättningsgraden nu strax nått upp i en jämviktsnivå eller om det finns en möjlig återhämtning kvar att göra. Tendensen , 2003 och även 2004 är visserligen återigen nedåtriktad (för båda könen), men detta är i bästa fall bara tillfälligt. Kvinnorna hade hämtat in större delen av det tidigare avståndet till männens sysselsättningsgrad. Av männen i åldern 16–var sysselsatta , av kvinnorna . Skillnaden har legat ganska stabilt vid Detta är kanske vad som är att räkna med i ett långt framtidsperspektiv. Någon stor reserv av hemarbetande kvinnor finns i varje fall inte kvar, den reserv som fram möjliggjorde en stigande andel förvärvsarbetande i befolkningen som helhet. 5 Begreppet sysselsatta används här synonymt med förvärvsarbetande. Sysselsatta (om- fattande anställda och egenföretagare) är också det begrepp som används i SCB:s arbets- kraftsundersökningar och i nationalräkenskaperna. Även personer som är frånvarande från arbetet på grund av sjukdom m.m. räknas som sysselsatta. I personalstatistiska sammanhang används begreppet sysselsatta ibland synonymt med personer i arbete, dvs. exklusive de anställda som är frånvarande. Sysselsättning och kapitalavkastning SOU 2004:105 Andel sysselsatta i befolkningen 16–1976–2002 Källa: SCB:s arbetskraftsundersökningar (). Man kan kanske räkna med att de framtida förändringarna i mäns och kvinnors sysselsättningsgrad blir relativt parallella, som de varit . En central fråga är då om mäns och kvinnors syssel- sättningsgrad fortsättningsvis kommer att sjunka ungefär enligt den trend som gällt för männen. Den långsiktigt fallande trenden är delvis uttryck för en fortgå- ende arbetstidsförkortning sett i ett livsperspektiv. Sysselsättnings- graden för de äldre () speglar detta – genomsnitts- åldern då man lämnar arbetsmarknaden har sjunkit. En uppbroms- ning i denna utveckling har dock ägt rum. har sysselsättningsgraden bland de äldre stigit igen, mer än i arbets- marknadens kärntrupp av medelålders människor. Bakom denna positiva sysselsättningsutveckling bland äldre kan ligga den föränd- rade utbildnings- och yrkesstrukturen. I åldersgruppen återfinns nu den stora 40-talistsgenerationen, som är betydligt mer välutbildad och har mer kvalificerade arbeten än den 10–äldre generationen. Personer med hög utbildningsnivå har alltid brukat lämna arbetslivet jämförelsevis sent. kan det också tänkas att sysselsättningsgraden i de äldre grupperna hålls uppe av det reformerade pensionssystemet, vilket jämfört med ATP- SOU 2004:105 Sysselsättning och kapitalavkastning systemet gör det lönsammare från pensionssynpunkt med fler arbetsår. Mycket markant är den långsiktiga nedgången i de yngre grup- pernas sysselsättningsgrad, vilket naturligtvis speglar de allt längre utbildningstiderna. Ända upp är det numera många som heltidsstuderar. En ganska betydande uppgång i sysselsätt- ningsgraden bland de yngre har visserligen skett i samband med de senaste årens konjunkturförbättring, men detta beror delvis på en ökad tillgång på extra- och feriearbeten parallellt med studierna. Många bedömare räknar med ännu mer utdragna utbildningstider, med högre andelar högskoleutbildade, och med återkommande ut- bildningsperioder senare i livet (det livslånga lärandet). Sysselsättningsgraden för de medelålders har stigit ganska litet under konjunkturuppgången . Detta gäller både män och kvinnor. Oroväckande nog är det i dessa åldrar som antalet förtidspensionärer ökat – inte bland de äldre grupperna. Som ett relativt optimistiskt beräkningsscenario har utredningen antagit att den långsiktiga, underliggande, sysselsättningsföränd- ringen överensstämmer med den långsiktiga trenden i befolkningen i de förvärvsaktiva åldrarna. SCB:s senaste befolkningsprognos ut- mynnar i en svagt stigande befolkning i den förvärvsaktiva åldern, en ökning på i genomsnitt fram . Scenariot kan alltså beskrivas så att sysselsättningsgraden är oför- ändrad och att antalet sysselsatta långsiktigt stiger . Ett mindre positivt scenario skulle kunna motiveras med ut- gångspunkt i den utveckling av männens sysselsättningsgrad som redovisades i diagram 4.1, med en fortsatt ökning av den tid som individerna utbildar sig och en viss fortsatt sänkning av den genom- snittsålder då man lämnar arbetslivet. Om ett sådant mer negativt sysselsättningsscenario förverkligas, skulle underskottsbalansering i fördelningssystemet bli vanligt förekommande, såvida inte be- hovet av detta eliminerades genom hög avkastning på buffert- fonden. Ett sådant scenario vore därmed av begränsat intresse för en analys av hur utdelningsbara överskott skall hanteras. Antalet sysselsatta varierar betydligt mer år än vad som kan förklaras av befolkningsutvecklingen och av förändringarna i be- folkningens ålderssammansättning. Som framgår av diagram 4.2 har de kortsiktiga sysselsättningsförändringarna – 2002 inte haft något urskiljbart samband med befolkningsfak- torerna. Staplarna i diagrammet anger hur sysselsättningen skulle ha förändrats om förändringarna enbart hade haft demografiska orsaker. Dessa orsakers betydelse, att bilda den långsiktiga ramen för sysselsättningsutvecklingen, framträder först när man betraktar perioder som sträcker sig över flera decennier. Sysselsättningen har i genomsnitt ökat 1960. låg de årliga förändring- arna nästan helt i intervallet . I samband med den kraftiga lågkonjunkturen sjönk sysselsätt- ningen med under vartdera och 1993. har sysselsättningen återigen i genomsnitt ökat något. Den långsiktiga ökningstakten för sysselsättningen i modell- simuleringarna har enligt det ovan redovisade resonemanget an- tagits vara . Det återstår att konstruera ett sto- kastiskt modellsamband för de kortsiktiga variationerna. Kraven på ett sådant samband är å ena sidan att det skall vara någorlunda enkelt att tillämpa, å andra sidan att det uppfyller rimliga krav på realism. Det oftast använda måttet på en variabels spridning kring sitt medelvärde är standardavvikelsen. Standardavvikelsen för syssel- sättningsförändringarna i diagram 4.2 är . Standardavvikelsen brukar användas för uttalanden om sannolik- heten för en avvikelse från medelvärdet av en viss storlek. Man antar att avvikelserna är slumpmässigt fördelade kring medelvärdet och att frekvensen avvikelser av olika storlek följer en teoretisk sannolikhetsfördelning, vanligen normalfördelningen.6 6 I en normalfördelning är små avvikelser från medelvärdet vanligast. Större avvikelser blir alltmer osannolika, ju större de är. Normalfördelningen har visat sig vara en god approximation av verkligheten i naturvetenskapliga sammanhang och för industriella processer. När det gäller ekonomiska sammanhang är ett antagande om normalfördelning ofta en inte fullt lika bra approximation, men används ändå ofta i brist på bättre och lättill- gängliga alternativ. Förändringar i antal sysselsatta 1960–2002 Vid oförändrad sysselsättnings- grad i olika åldrar Källor: SCB:s befolkningsstatistik, nationalräkenskaper och arbetskraftsundersökningar (.) I en modell där den långsiktiga sysselsättningsförändringen för enkelhets sätts till noll, skulle en tänkbar modellform kunna vara: där Q&t är den procentuella förändringen7 t räknat från föregående år, och et är en normalfördelad slumpterm med medelvärdet noll och med standardavvikelsen 1,54 procent- enheter (se ovan). Av flera skäl är dock denna form alltför enkel. Viktigast är att den inte uppfyller kravet att sysselsättningens förväntade nivå skall överensstämma med utgångslägets (eftersom vi i exemplet antagit noll procents tillväxt på lång sikt).8 Om sysselsättningen i exemplet 7 Pricken ovanför Q anger att det är fråga om procentuell förändring: Q&t = 100 (Qt Qt 1) / Qt 1 , där Qt är antalet sysselsatta år t. 8 Mer generellt, om man antagit a procents tillväxt, skall den förväntade sysselsättningen under ett framtida år T vara QT* = Q0 (1 + a /100)T , där Q0 är sysselsättningens nivå år 0 när processen startar. Sysselsättning och kapitalavkastning SOU 2004:105 är 100 i utgångsläget, skall även den förväntade nivån vid en fram- tida tidpunkt vara 100. Det är den också när en simulering startar, eftersom det förväntade värdet på Q&t är lika med noll. Om syssel- sättningen ökar med t.ex. till 102, blir emellertid den förväntade framtida nivån därefter 102, eftersom det förväntade värdet på Q&t är lika med noll.9 På detta sätt kan den förväntade framtida nivån successivt ganska kraftigt fjärma sig från den åsyftade. Ett villkor som bör ställas är alltså att sysselsättningen efterhand återgår till den förväntade nivån efter en avvikelse uppåt eller nedåt –en vanlig engelsk term för denna egenskap är mean reversion.10 Man kan också säga att sysselsättningens nivå skall vara statio- Modellen (4.1) är i stället en random walk-modell, där den procentuella förändringen är stationär. Det saknas en mekanism som säkerställer att nivåns variationer sker runt den långsiktiga trend- nivån. Betydelsen av mean reversion hänger samman med de uppen- bara restriktioner som finns för sysselsättningens variationer, både uppåt och nedåt. Befolkningstillgången anger en övre gräns, inbe- gripet möjligheterna till invandring. Stora nedgångar i sysselsätt- ningen dämpas antingen av arbetsmarknadspolitiska åtgärder som tillgrips vid hög arbetslöshet, eller av att lönerna pressas tillbaka så att efterfrågan på arbetskraft stiger. Ett bättre alternativ än (4.1) är därför en form, där sysselsätt- ningens procentuella avvikelse, qt , från den förväntade nivån11 är stokastisk: (4.2) qt = et där et är en normalfördelad slumpterm med medelvärdet noll. Med denna modell blir den förväntade sysselsättningsnivån i överens- stämmelse med den antagna underliggande trenden. Den för- väntade avvikelsen är noll vid varje framtida tidpunkt, oavsett hur utgångsläget ser ut. Det föreligger alltså mean reversion. För att skatta standardavvikelsen för et behövs en uppsättning historiska värden på de procentuella avvikelserna qt . Detta kräver i sin tur historiska värden på den underliggande långsiktiga trenden. 9 Formellt: antag att formeln i not 8 gäller, och att sysselsättningen år 1 ökar med ett