sou · GSB393 · 2005-01-01 00:00:00 — Statens kostnader för lönegarantin beror dels på antalet anställa som drabbas av arbetsgivarens konkurs, dels på lönenivån och till- gångarna i konkursföretagen. Företag med höga personalkostnader och få fasta tillgångar genererar i större utsträckning höga lönega- rantiutbetalningar som möjligheterna till utdelning i konkursen är små. I samband med det ökade antalet konkurser i början av 1990-ta- let steg lönegarantiutbetalningarna kraftigt – mellan budgetåren 1990/91 och 1991/92 mer än fördubblades statens nettoutbetal- ningar för lönegarantin. uppgick lönegarantiutbetal- ningarna på anslaget till . Statskontoret har haft i uppdrag att se över administrationen av lönegarantin samt att lägga fram förslag om hur denna hantering skulle kunna effektiviseras, vilket redovisas till regeringen i rap- porten En samlad administration av lönegarantin (1999:20). Propositionen Nya förmånsrättsregler (prop. 2002/03:49) an- togs av (bet. 2002/03:LU17, rskr. 2002/03:222). De nya reglerna innebär att lönegaranti skall kunna lämnas med högst fyra prisbasbelopp och för en sammanlagd tid per arbetstagare. I har en departementspromemoria tagits fram om en utsträckning av lö- negarantin till att gälla även vid företagsrekonstruktion.2 Detta bygger på förslag från och utgör en fort- sättning på den reformering av insolvenslagstiftningen som inletts med förslagen om nya förmånsrättsregler. Promemorian remissbe- handlas . Det ändringsdirektiv till lönegarantidirektivet som antogs skall vara genomfört i svensk lagstiftning före . Ett arbete med en departementspromemoria med anledning av detta har inletts på . har antagit en konvention om skydd av arbetstagares ford- ringar i händelse av arbetsgivarens insolvens (nr 180). har inte ratificerat konventionen. 2 Ds 2003:17 Lönegaranti vid företagsrekonstruktion. Den nuvarande modellen för finansiering av lönegarantin är behäf- tad med ett antal svagheter. Utformningen av dagens system tende- rar att leda till negativa samhällsekonomiska effekter eftersom det finns risk för såväl överutnyttjande som snedvriden konkurrens. Detta implicerar att kostnaden för lönegarantin är högre än vad den egentligen borde vara. Staten skall ha ett ansvar för lönega- rantin i enlighet med lönegarantidirektivet. Det finns dock behov av att närmare studera olika alternativa lösningar som kan leda till att statens ansvar endast omfattar de delar som inte kan ombesörjas på ett lika bra eller bättre sätt av någon annan aktör. I dagens finansieringssystem finns ingen direkt koppling mellan avgifter och kostnader för den enskilde arbetsgivaren. Det riskerar att medföra ett för stort risktagande i företagen eftersom stora de- lar av lönekostnaderna vid en konkurs belastar statsbudgeten, nå- got som skapar en orättvis fördelning i systemet och som i förläng- ningen snedvrider konkurrensen. Staten saknar verkningsfulla verktyg för att öka effektiviteten och rättvisan i systemet. Ett sätt att uppnå en mer rättvis riskbedömning vore att differentiera av- gifterna. Det är emellertid svårt att inom den offentliga verksam- heten göra den nödvändiga riskbedömning för enskilda verksam- heter som krävs för en effektiv avgiftsdifferentiering. Vidare kräver en effektiv avgiftsfinansiering mer individuell bedömning. Detta är svårt att åstadkomma på ett ändamålsenligt sätt i stora och gene- rella system. Det finns ett antal teoretiska invändningar mot en privat finansi- ering i stället för en offentlig. För det första finns problemet med negativt urval. Det innebär att arbetsgivare och arbetstagare med låg risk väljer bort någon form av lönegaranti. Därmed ökar den genomsnittliga riskbilden och avgiften måste höjas, vilket i sin tur leder till att fler väljer att avstå. Det kan i värsta fall få till följd att marknaden helt försvinner. En lösning på detta problem kan vara att göra det obligatorisk för arbetsgivarna att säkerställa en lönega- ranti för sina anställda. För det andra finns problemet med moralisk risk. Det innebär att arbetstagarens beteende förändras på grund av själva garantin. Eftersom garantin innebär att arbetstagarens ekonomiska förlust reduceras eller till och med elimineras minskar arbetstagarens in- tresse av att bete sig så att risken för skadan inte uppkommer. Detta är dock antagligen inget reellt problem eftersom löntagarna inte har något inflytande över konkursen, och därmed inte heller över sannolikheten att lönegaranti utbetalas. Förekomsten av mo- ralisk risk är därför antagligen inte relevant i detta fall. För det tredje finns ett problem som avser kollektiv risk, dvs. risk som samvarierar, t.ex. beroende på konjunktursvängningar. Denna form av risk utgör visserligen en försvårande faktor vid till- handahållandet av lönegarantin, men det finns ett flertal exempel på situationer där den privata marknaden effektivt förmår hantera kollektiv risk, exempelvis kreditmarknaden med bolån samt lån till små och medelstora företag. Vid framtagandet av en ny modell för finansieringen av lönega- rantin kan inspiration hämtas från både andra länder och andra sy- stem som liknar lönegarantin. I andra länder är lönegarantin utfor- mad på ett annat sätt än i . I t.ex. och är den utformad som ett avtalat försäkringssystem och finansieras helt av arbetsgivarna. Det finns också flera exempel på alternativa finansieringslös- ningar för system som liknar lönegarantin. Arbetsskadeförsäk- ringen tillhör i det allmänna socialförsäkringssystemet och finansieras genom arbetsgivaravgifter medan den i och finansieras genom privata försäkringslösningar. Den svenska trafikförsäkringen är vidare ett exempel på en obli- gatorisk försäkring i privat regi. Insättningsgarantin är ett exempel på garantier till privata aktörer som handhas av det offentliga men vars utformning när det gäller finansieringen också skiljer sig från lönegarantins. Sammanfattningsvis är det motiverat att utreda hur alternativa system för lönegarantins finansiering kan utformas. Även administ- rationen av finansieringen samt konsekvenser för nuvarande löne- garantiadministration bör utredas. Utredaren skall lämna förslag till en förändrad finansiering av löne- garantin. Syftet är att skapa ett system som är effektivare och mer rättvist för arbetsgivarna som det inte skall innebära för- sämrade villkor för arbetstagarna. Vidare skall en effektivare risk- hantering för staten uppnås. Utgångspunkterna för valet av finansieringsmodell skall vara: 1.En ökad samhällsekonomisk effektivitet genom en bättre fördelning av kostnader och risker mellan företag eller branscher. 2.Ge möjlighet att minska risken för de offentliga finanserna. 3.Arbetstagarnas trygghet vid konkurs skall inte försämras. 4.Kostnader som företag övertar från staten skall leda till motsvarande minskning av arbetsmarknadsavgiften. Förslaget skall utgå från att en lönegarantilag tillhandahåller det grundläggande regelverket. Statens offentliga åtagande skall upp- fyllas i enlighet med EG-direktiv. Förslaget skall vidare innebära en obligatorisk lönegaranti för alla arbetstagare men utformningen skall kunna vara förhandlingsbar om de ovanstående kriterierna uppfylls. Förslaget skall omfatta så- väl organiserade som oorganiserade arbetsgivare och arbetstagare. Vidare skall förslaget vara långsiktigt ekonomiskt hållbart, dvs. modellen skall hantera lönegarantiutbetalningar i såväl konjunktur- uppgångar som konjunkturnedgångar. Utredaren skall pröva beho- vet av ett högkostnadsskydd med beaktande av EG:s statsstöds- regler. Förslaget skall inte innebära någon förändring av placeringen el- ler omfattningen av de förmånsrätter som följer av förmånsrättsla- gen (1970:979). I sina överväganden skall utredaren ta fasta på erfarenheter från tidigare förändringar av finansieringen av lönegarantin, särskilt från lågkonjunkturen . Utredaren skall lämna förslag om hur den statliga tillsynen skall organiseras och hur administrationen av lönegarantin bör utformas med anledning av det förslag till finansieringsmodell som utredaren lämnar. I övervägandena skall beaktas att det skall vara möjligt att överklaga beslut om lönegaranti. I uppdraget ingår att redovisa de författningsförslag som behövs för att den lösning utredaren föreslår skall kunna genomföras. Ut- redaren skall även redovisa en övergångslösning. Förslagets konsekvenser skall redovisas i relevanta delar enligt vad som anges i 14 och 15 §§ kommittéförordningen (1998:1474), varvid särskild vikt skall läggas vid att redovisa förslagens konse- kvenser för små företags villkor. Utredaren skall, när det gäller re- dovisning av förslagets konsekvenser för små företag, samråda med för regelgranskning. Utredningsarbetet skall bedrivas i samverkan med arbetsmark- nadens parter och andra berörda aktörer. Utredaren skall redovisa uppdraget . Tilläggsdirektiv till Utredningen om en förändrad modell för lönegarantins finansiering (Fi 2003:07) Beslut vid regeringssammanträde . Förlängd tid för uppdraget Med stöd av regeringens bemyndigande har chefen för tillkallat en särskild utredare med uppdrag att föreslå en förändrad modell för lönegarantins finansie- ring (dir. 2003:98). Uppdraget skall enligt direktiven redovisas se- nast . Med ändring av den beslutade tiden skall utredaren redovisa sitt uppdrag . Prognosmodell för bestämningen av antalet anställda drabbade av konkurser samt bruttoutbetalningar för perioden –2008 , resursutnyttjande och prisbildning , I samband med utredningen om en förändring av finansieringsmo- dellen för den statliga lönegarantin i samband med konkurser har () fått i uppdrag att ta fram en prognos- modell för antalet anställda drabbade av konkurser samt brutto- kostnaden för dessa och göra en prognos för dessa variabler för åren 2004–2008. Konkursmodellen är betingad på KI:s konjunk- turprognos 2004–2005 och medelfristiga bedömning 2006–2008 1. Rent allmänt försämras prognosprecisionen ju längre prognoshori- sonten sträcks ut. Här blir dessutom prognosprecisionen, på ett icke-kvantifierbart sätt, betingad på precisionen i KI:s allmänna konjunkturbedömning. 1 Medelfristbedömningen är den aktuella i samband med publiceringen av Konjunkturläget kvartal 1 2004, medan konjunkturprognosen är uppdaterad i samband med publiceringen av Konjunkturläget kvartal 2 2004. Antalet anställda drabbade av konkurser väntas fortsätta att öka något jämfört med för att sedan minska under perio- den –2007 och sedan återigen öka något 2008. Bruttoutbetal- ningarna följer samma förlopp men börjar öka svagt på grund av stadigt ökande timlöner. Syftet har varit att skatta en prognosmodell för framtida bruttout- betalningar betingad på KI:s konjunkturprognos. Då data över bruttoutbetalningar ej finns tillgänglig i samma fre- kvens som övriga variabler så skattas modellen i två steg: 1.Antalet anställda som drabbas av konkurser. 2.Bruttoutbetalningar givet resultatet i steg 1. Steg 1, prognosmodell för antal anställda drabbade av konkurser Vid specificeringen av modellen har ett antal variabler valts ut som bedöms kunna påverka antalet anställda som drabbas av konkurser Produktionsgap och arbetslöshetsgap är mått på resursutnytt- jandet i ekonomin. Ett högt resursutnyttjande, dvs. ett positivt gap, indikerar att ekonomin befinner sig i högkonjunktur och vice versa. I denna modell valdes KI:s produktionsgap då denna visade det starkaste sambandet med anställda som drabbas av konkurser. Dessutom är produktionsgapet central i KI:s konjunkturbedöm- ning vilket innebär att prognoser redan finns tillgängliga. Produk- tionsgapet samband med konkursutvecklingen styrks även av Riks- banksstudien och (2000) 3. Produktionsgapet definieras som skillnaden mellan faktisk och potentiell produktion, dvs. den nivå på produktionen som är för- enlig med en stabil inflation. I ekvationen används dock den årliga förändringen, i stället för nivån av produktionsgapet. Det innebär att det snarare är förändringar i konjunkturläget som påverkar an- 2Variabler som testats är: produktionsgap, arbetslöshetsgap, huspriser, AFGX, utlåning till allmänheten, arbetslöshet, räntor med kort och lång löptid, bruttoinvesteringar näringsliv. 3Jacobsson, och , (2000), Kreditvärdering och konjunkturcykeln: kan kon- kurser prognostiseras?, och Valutapolitik nr 4/00. En längre tids lågkonjunktur genererar således inte av höga konkursnivåer. Det förefaller också finnas ett starkt samband mellan konkurser och tillgångspriser på exempelvis fastigheter och aktier. I viss mån kan det tänkas finnas ett direkt kausalsamband mellan tillgångspri- ser och konkurser. Exempelvis kan börsvärdet påverka företags ka- pitalkostnad. Fastighetspriser kan på liknande vis påverka småfö- retags tillgång på krediter, i den mån bostaden används som säker- het vid lån. I huvudsak torde dock tillgångspriserna tjäna som proxy för en icke-observerbar animal spirits-effekt. I av optimistiska förväntningar stiger tillgångspriserna, som många nya företag startas och fler investeringsprojekt genomförs. En allmänt optimistisk stämning i ekonomin torde också positivt påverka tillgången på lån. En del av dessa nya projekt och företag kommer senare att visa sig förfelade och med tiden resultera i en uppgång av antalet konkurser. Det är därför tänkbart att en bubbla i tillgångspriserna minskar antalet konkurser på kort sikt men ökar antalet på lite . Denna animal spirits-effekt är naturligtvis i allmänhet relaterad till konjunkturen men styrkan i den varierar från konjunkturuppgång till nästa. I denna modell valdes huspriser av flera skäl. Tidigare studier genomförda på , (2003) 4 och och (2000), har påvisat ett relativt starkt samband mellan huspri- ser och antalet konkurser. Sambandet mellan aktiepriser och kon- kurser visade sig emellertid vara betydligt svagare vilket också är i linje med skattningsresultaten i denna studie. Dessutom görs be- dömningen att KI:s förmåga att göra prognoser över villapriserna är betydligt större än för börskursen. I likhet med produktionsga- pet modelleras även huspriserna i årlig procentuell förändring vilket innebär att det är förändringen i prisökningstakten som får effekt på konkursförloppet. En konstant prisökningstakt oavsett får alltså ingen effekt på konkurserna men däremot en för- ändring i prisökningstakten från kommer att minska antalet konkurser och vice versa. Flera alternativa modeller har skattats och utvärderats enligt olika standardkriterier. Generellt har ett General to specific-för- farande följts, vilket innebär att förklarande variabler har inklude- rats med 4 respektive 8 bakåt (ett re- spektive ) och modellen har reducerats, via statistiska 4 , (2003), Financial cycles and bankruptcies in the Nordic countries Riks- banken working paper nr 149. tester, till att innehålla framförallt de variabler vars koefficienter är signifikanta. Dock har det skett vissa avsteg från detta förfarande, dels för att syftet har varit att förbättra prognosförmågan, dels för att den modell som används bör ha variabler vars koefficienter är konsistenta med en gängse uppfattning om sambanden mellan vari- ablerna. Den modell som redovisas är den som bäst bedöms upp- fylla kriterierna att koefficienterna ska vara signifikanta och teore- tiskt rimliga och som slutligen visar bäst prognosegenskaper. Skattningsresultat för antalet anställda drabbade av konkurser Modellen är skattad på kvartalsdata, för perioden 1982:1–2004:1: (1)kkt = 1.91 3.91 hust + 1.62 hust 8 5.91 gapt 4.91 gapt 4 4.35( gap)t2 8 + ut (-4.440) (-2.04) (-3.19) (-1.45) där ut = 0.71ut 1 + t Förklaringsgrad, AdjR2 = Durbin statistika = 2.38 t-värden för koefficienterna inom parentes. kk = Naturliga logaritmen av antalet anställda drabbade av konkur- ser som andel av potentiell sysselsättning 5, källor: Konjunkturin- stitutet (KI)/(). hus = log(hus / kpi)t log(hus / kpi)t 4 , naturliga logaritmen av reala huspriser (fastighetsprisindex för permanenta småhus/kon- sumentprisindex), årlig procentuell förändring, källor: KI/SCB gap = gapt gapt 4 , produktionsgapet som procent av BNP, årlig förändring i procentenheter, källa: KI ( gap)2 = sign[ gap]* ( gap)2 = kvadrerad förändring av ett glidande medelvärde av produktionsgapet med bibehållet tecken. 5 Potentiell sysselsättining kan beskrivas som trendmässig sysselsättning eller sysselsätt- ningen där de konjunkturella variationerna rensats bort Autokorrelerade residualer beror vanligen på att modellen är fel- specificerad vilket kan härröra från flera källor. Det kan vara viktiga variabler som saknas i modellen eller att sambandet har en annan funktionell form (exempelvis ett kvadratiskt istället för linjärt sam- band). Konjunkturella variabler, t.ex. BNP, följer ofta ett kon- junkturmönster vilket kan ge upphov till autokorrelerade residualer och även kvaliteten på tidsserierna i sig har betydelse. Att hitta den variabeln som saknas i modellen eller det verkliga sambandet kan vara svårt då den sanna modellen inte är känd. Den saknade vari- abeln kanske inte ens existerar i praktiken och sambandet kan vara sådant att det inte ens går att modellera. Det finns dock olika me- toder för att åtgärda problem med autokorrelerade residualer. Ett sätt är att inkludera en laggad beroende variabel i högerledet, t.ex. att konkurser beror på konkurser förra perioden plus andra variab- ler. Här valdes att modellera residualerna som en första ordningens autoregressiv process, ut = ut 1 + t . Detta förfarande bedöms ha mindre negativa effekter på modellens prognosförmåga. Faktiska (actual) och anpassade (fitted) värden samt residualer för Ekvation(1). En positiv förändring i produktionsgapet indikerar att resursut- nyttjandet i ekonomin ökar vilket också bör minska antalet an- ställda som drabbas av konkurser. En procentenhets positiv föränd- ring av produktionsgapet sammanfaller approximativt med en 5.9 procentig minskning samt en 4.9 procentig minskning av antalet anställda drabbade av konkurser. Den kvadrerade förändringen i produktionsgapet inkluderades främst därför att stora förändringar i gapet skulle kunna få proportionellt sett större effekter på konkursförloppet. Skattningsresultatet tyder dock på att stora förändringar i gapet snarare får en längre och mer utdra- gen effekt på antalet konkurser då koefficienten för denna visade sig vara signifikant med 8 kvartals lagg. Skattningen implicerar att en procents ökning av ökningstakten i huspriser sammanfaller med en minskning av antalet anställda drabbade av konkurser men en 1.6 procents ökning av anställda drabbade av konkurser . En ökning av huspriserna indikerar att ekonomin präglas av positiva för- väntningar, en slags tillgångsprisbubbla vilket innebär en god till- gång på riskvilligt kapital. Detta medför att många nya företag, mer eller mindre genomtänkta, kommer att startas av vilka en del inte är långsiktigt uthålliga och kan förväntas gå i konkurs om , oavsett rådande konjunkturläge. Skattningsresultaten fördelade på de olika variablerna. SOU 2004:93 Bilaga 3 En intuitiv bild av vad som driver modellen ges av att beräkna de olika variablernas påverkan på det totala resultatet givet de skattade koefficienterna. Effekten av produktionsgapet beräknas enligt gapeffekt = 5.91 gapt 4.91 gapt 4 4.35( gap)t2 8 och hus- priseffekten enligt: huspriseffekt = 3.91 hust + 1.62 hust 8 . Detta illustreras i Diagram 2 vilket tyder på att både huspriser och produktionsgapet är viktiga bestämningsfaktorer för antalet an- ställda som drabbas av konkurser. Steg 2, prognosmodell för bruttoutbetalningar Antalet anställda som drabbas av konkurser och bruttoutbetal- ningar är högt korrelerade (korrelationskoefficient 0.9) men även timlöner och något mått på arbetslöshet bör ha en viss påverkan. Att lönenivån har betydelse för utbetalningarna är självklart men även svårighetsgraden för en anställd att hitta ett nytt jobb bör på- verka tidshorisonten för utbetalningarna och därför också den to- tala summan. Medianantalet dagar som en person är arbetslös samt öppen arbetslöshet testades varav den senare valdes då koefficien- ten för denna dels blev större, dvs. hade större kvantifierbar effekt, dels blev signifikant i högre grad. Att arbetslösheten inkluderas trots att koefficienten inte är signifikant 6 beror på att prognosen förbättrades aning med arbetslöshet jämfört med modellen utan, vilket också är i linje med prioriteringen av prognosegenskaper framför den statistiska specifikationen. Att arbetslösheten laggas ett kvartal beror på att denna visade något större signifikans än samtida arbetslöshet och en tiondels procentenhets större effekt. Det är också rimligt att arbetslösheten påverkar bruttoutbetal- ningarna nästa kvartal då uppsägningar och utbetalningar inte nöd- vändigtvis inträffar samma kvartal. 6 För att en koefficient ska vara signifikant på en 5 procentig nivå, vilket är en vanlig signi- fikansgräns krävs en t-statistika på ca 2. Modellen är skattad på kvartalsdata för perioden 1993:1–2004:1 (t- värden för koefficienterna inom parentes): (2) butbt = 1.00 + 0.41kkt + (1 0.41)kkt 1 + lont + 0.03öat 1 + ut (5.41) ( 1.40) där ut = 0.50ut 1 + t Förklaringsgrad, AdjR2 = Durbin statistika = 1.75 butb = Naturliga logaritmen av bruttoutbetalningar, källa: kom- merskollegiet. Serien består av en linjärinterpolerad serie från hal- vårsdata till kvartalsdata 1993:1–1999:4, därefter faktiska kvartals- data. kk = Naturliga logaritmen av antalet anställda drabbade av konkur- ser lon = Naturliga logaritmen av ett glidande medelvärde baserat på de fyra senaste observationerna av nominell timlön enligt national- räkenskaperna (NR) (lönesumma näringsliv/arbetade timmar när- ingsliv) säsongrensad, källor KI/SCB. öa = Öppen arbetslöshet i procent av arbetskraften enligt NR, sä- songrensad, källor KI/SCB Även i denna modell modelleras residualerna ut som en första ord- ningens autoregressiv process. I denna modell är två restriktioner pålagda efter att de testats och ej kunnat förkastas. Dels att bruttoutbetalningarnas elasticitet med avseende på antalet anställda är ett, dels att elasticiteten för den nominella timlönen med avseende på bruttoutbetalningarna också är ett. En procents ökning av antalet anställda drabbade av konkurser leder till en lika stor ökning av bruttoutbetalningarna och en procents ökning av den nominella timlönen leder till mot- svarande ökning av bruttoutbetalningarna. En procents ökning av arbetslösheten ger 0.2 procents ökning av bruttoutbetalningarna nästa kvartal, en förändring av arbetslösheten kommer att påverka bruttoutbetalningarna men effekten är dock av mindre betydelse än från en förändring av antalet anställda som drabbas av konkurser eller en förändring i timlöner. Faktiska (actual) och anpassade (fitted) värden samt residualer för Ekvation (2). Prognoser för antal anställda drabbade av konkurser samt bruttoutbetalningar för perioden –2008 Prognoserna redovisas i Tabell 1 tillsammans med utfallen –2003 7. Trenden har varit en ökning av antalet anställda drabbade av konkurser och bruttoutbetalningar, en trend som såg ut att vända nedåt , en nedgång som tillfälligt bryts 2004. Enligt prognosen kommer dock antalet anställda drab- bade av konkurser och bruttoutbetalningar att successivt minska , en minskning som stannar upp för att sedan öka igen 2008. Förloppet i Tabell 1 illustreras även i Diagram 4. 7 Som påpekas i Appendix så indikerar prognosutvärderingen en systematisk underskattning för out of sampleprognoserna för både ekvation (1) och (2) vilket bör hållas i åtanke vid tolkningen av prognosvärdena. Antal anställda som drabbas av konkurser samt bruttout- betalningar, faktiska utfall samt prognoser –2008 Antal anställda drabbade av konkurser Förlopp över antal anställda som drabbas av konkurser samt bruttoutbetalningar, faktiska utfall samt prognoser – 2008. Faktiskt antal anställda (vs) Prognos antalet anställda (vs) Vad är det då som driver förloppet? Som nämns inledningsvis är prognoserna betingade på KI:s uppfattning om konjunkturen un- der tidsperioden.