Bilaga 1 
 Automatiska stabilisatorer och aktiv finanspolitik inom EMU 
 * 
  
 Barnes 
  
 *  
 Författarens kontaktadress: Industriens Utredningsinstitut (IUI), Box 5501, 114 85 Stockholm.  
 E-mail: 
 henrikb@iui.se 
 . Författaren tackar utredningens ledamöter för syn- punkter. Ett speciellt tack går till Ruiz, Obrien, Cole, Bass, Carlson och Ramirez. Gallagher Forsfält och Thomas Hübner har bidragit med värdefull data. 
 1 
 1 Inledning 
 I händelse av ett framtida svenskt medlemskap i den tredje etap- pen av Ekonomiska och Monetära Unionen (EMU) kommer möjligheten att föra en självständig penningpolitik att försvinna. När den nationella valutan ersätts av euron kan därmed finans- politikens roll som stabiliseringspolitiskt instrument komma att bli viktigare för Sverige. Samtidigt som denna uppgradering av finanspolitikens stabiliseringspolitiska roll kan ske, finns emel- lertid tydliga begränsningar av utrymmet för stabiliseringspoliti- Mcgee. För det första finns ett antal institutionella begränsningar, såsom Stabilitets- och tillväxtpakten (SGP), samt även det själv- påtagna utgiftstaket och överskottsmålet för de offentliga finan- serna, vilka lägger tydliga restriktioner på finanspolitiken. Därtill kan snabba ökningar i offentliga underskott och statsskuld i sig påverka utrymmet för en stabiliserande finanspolitik. Även om ingen av dessa restriktioner direkt är kopplad till en övergång till den gemensamma valutan så kommer de att begränsa utrymmet för finanspolitik. 
 En central fråga vid ett fullt deltagande i EMU är huruvida en traditionell svensk stabiliseringspolitik är förenlig med ett  
 EMU-medlemskap. 
  För att analysera denna fråga kommer vi att studera hur konjunktursvängningar påverkar den automatiska stabiliseringspolitiken (de automatiska stabilisatorerna) och därmed det offentliga sparandet. Denna konjunkturkänslighet i det offentliga sparandet kommer tillsammans med storleken på eventuella störningar att vara central för om den automatiska stabiliseringspolitiken är förenlig med kravet på stabila offentliga finanser, dvs. att underskottet i det offentliga sparandet ej får överstiga 3 procent av BNP utom vid plötsliga och kraftiga stör- ningar. 
 Om konjunkturkänsligheten i de offentliga finanserna inte är förenliga med SGPs mål står valet mellan att minska den automa- tiska stabiliseringspolitikens roll, att bedriva en procyklisk aktiv finanspolitik, att bryta mot SGPs mål, eller att introducera ett ännu ambitiösare långsiktigt saldomål. Analysen visar att det inte 
 3 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 räcker med att studera hur känsliga de offentliga finanserna är för ekonomins svängningar under ett år utan att det är den ac- kumulerade nedgången över flera år som är viktig för effekten på det offentliga sparandet. Dessutom kommer olika störningar av samma storleksordning att få olika effekt på det offentliga spa- randet, där t.ex. en exportstörning får en betydligt mindre stats- finansiell effekt än vad en inhemsk sparstörning (konsumtions- störning) får. 
 Givet de begränsningar på finanspolitiken som sätts av institu- tionella arrangemang, såsom SGP och utgiftstaken, blir det än mer viktigt att den stabiliseringspolitik som förs är effektiv. Därmed blir en analys av olika typer av finanspolitiska instru- ments effektivitet viktig. Framför allt blir kombinationen av au- tomatiska stabilisatorer och aktiv finanspolitik viktig. Bör stora automatiska stabilisatorer eftersträvas eller skall de automatiska stabilisatorernas storlek minskas för att ett större utrymme skall lämnas för den aktiva finanspolitiken? 
 4 
  
 2 
  
 Vad är automatiska stabilisatorer? 
  
 Den offentliga sektorns sparande påverkas i hög grad av kon- junkturutvecklingen. När BNP faller tenderar även skattebaserna att minska, vilket i sin tur medför att skatteintäkterna faller. Samtidigt som intäkterna faller tenderar de offentliga utgifterna att öka, bl.a. som en följd av en ökande arbetslöshet. Totalt sett innebär denna utveckling att det offentliga sparandet är starkt procykliskt (se Figur 1). 
 1 
  
 Figur 1.  
 Primärt och totalt offentligt sparande som andel av BNP samt tillväxt i BNP, Sverige  
 (1980-1999). 
  
 0.08 
  
 0.06 
  
 0.04 
  
 0.02 
  
 0 
  
 1980 
  
 1981 
  
 1982 
  
 1983 
  
 1984 
  
 1985 
  
 1986 
  
 1987 
  
 1988 1989 
  
 1990 1991 
  
 1992 
  
 1993 
  
 1994 
  
 1995 
  
 1996 
  
 1997 
  
 1998 
  
 1999 
  
 -0.02 
  
 -0.04 
  
 -0.06 
  
 -0.08 
  
 -0.1 
  
 -0.12 
  
 -0.14 
  
  Primärt sparande 
  
 Totalt sparande Tillväxt BNP 
  
 1  
 Om ej annat uppges så har använd data tillhandahållits av Konjunkturinstitutet. 
 5 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 En viktig orsak till den starka  
 pro-cykliciteten 
  i det offentliga sparandet är förekomsten av  
 automatiska stabilisatorer 
 . En auto- matisk stabilisator är en regelkonstruktion som innebär att den aggregerade efterfrågan i ekonomin med automatik hålls nere vid en hög tillväxttakt och uppe vid en låg tillväxttakt. Exempel på automatiska stabilisatorer är inkomstberoende skatter samt ar- betslöshetsunderstöd som jämnar ut hushållens disponibla in- komster över konjunkturcykeln. 
 2  
 Det är viktigt att betona auto- matiken i effekterna. En aktiv finanspolitik som genomförs i ett visst konjunkturläge och som påverkar hushållens disponibla inkomster och/eller den offentliga konsumtionen kan förvisso stabilisera ekonomins utveckling men är ingen automatisk stabi- lisator då den bygger på diskretionära politiska beslut. De auto- matiska stabilisatorerna är därmed bara en stabiliseringspolitisk komponent och en del av de svängningar som observeras i det offentliga sparandet beror istället på en aktiv stabiliseringspoli- tik. Braconier  Holden (2001) visar t.ex. att 68 procent av för- sämringen i Sveriges primära offentliga sparande mellan 1990 och 1993 härrörde från finanspolitiska beslut. 
 De automatiska stabilisatorernas storlek skiljer sig mellan oli- ka typer av efterfrågestörningar. Således kommer t.ex. en export- ledd  
 BNP-ökning 
  att påverka de offentliga finanserna annorlun- da än en ökning som följd av ökande inhemsk konsumtion, bl.a. genom att den senare ökningen genererar momsintäkter. 
 Slutligen är det viktigt att påpeka att ett visst regelsystem, så- som en inkomstskatt, kan verka inkomststabiliserande över kon- junkturcykeln utan att aggregerad efterfrågan stabiliseras i sam- ma utsträckning. Om hushållen är framåtblickande kan de förut- se att en skattesänkning idag medför att statsskulden ökar och därmed kommer framtida ränteutgifter att öka. Dessa ökade framtida kostnader innebär i sin tur att skatten i framtiden kommer att höjas och således sker ingen förändring av hushål- lens livstidsinkomst. I extremfallet leder denna s.k. Ricardo- ekvivalens till att den aggregerade efterfrågan inte alls förändras 
  
 2  
 Ett exempel på en automatisk stabilisator som inte har någon direkt koppling till det offentliga sparandet är importen. 
 6 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 som en följd av lägre skatter, då hushållen sparar den ökade in- komsten för att betala de höjda skatterna i framtiden. Mer gene- rellt gäller att förändringen i aggregerad efterfrågan kan skilja sig från effekten på det offentliga sparandet. 
 7 
  
 3 
  
 De offentliga finansernas konjunkturkänslighet och de automatiska stabilisatorernas storlek: Teori och metod 
  
 Schematiskt kan förändringar i det offentliga sparandet sägas bero på förändringar i den underliggande ekonomin (automatis- ka förändringar) samt förändringar i den aktiva finanspolitiken (diskretionära förändringar). Dessutom kan dessa förändringar ha en cyklisk (temporär) eller strukturell (permanent) effekt på de offentliga finanserna, vilket ger en matris över källor till för- ändringar i de offentliga finanserna (Tabell 1). 
  
 Tabell 1.  
 Uppdelning av effekter på de offentliga finanserna 
  
 Cyklisk (tempo- 
  
 Strukturell (perma- 
  
 rär) 
  
 nent) 
  
 Automatisk 
  
 (A) 
  
 (C) 
  
 (ekonomiberoende) 
  
 Diskretionär 
  
 (B) 
  
 (D) 
  
 (förändrad politik) 
  
 Tabell 1 är en naturlig utgångspunkt för en principiell diskus- sion om hur de offentliga finansernas konjunkturkänslighet kan analyseras. Ruta (A) omfattar förändringar som kan hänföras till de automatiska stabilisatorernas verkan, där en konjunkturned- gång genom ökande arbetslöshet och minskande skattebaser ger en försämring av det offentliga sparandet vid givna regler. I (B) innefattas diskretionära beslut av cyklisk natur, såsom en aktiv arbetsmarknadspolitik. Genom att kombinera (A) och (B) skulle därmed den totala cykliska effekten på det offentliga sparandet kunna beräknas. På samma sätt skulle faktorer som påverkar spa- 
 9 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 randet strukturellt kunna delas upp (dekomponeras) i en induce- rad (C) och en diskretionär (D) komponent. Den förra kunde då exemplifieras av förändringar i demografi, arbetskraftsutbud samt trendtillväxt, medan exempel på diskretionära strukturella förändringar kan vara skattereformen samt övergången till ett (delvis) fonderat pensionssystem. På samma sätt som en vertikal summering ger cykliska respektive permanenta förändringar i det offentliga sparandet ger en horisontell summering (A)+(C) den automatiska komponenten och (B)+(D) den diskretionära komponenten, som då mäter förändringar i finanspolitikens in- riktning. 
 Då denna studie fokuserar på det offentliga sparandets kon- junkturkänslighet, är vi framför allt intresserade av (A) och (B). I ett konjunkturcykelperspektiv tycks det relativt enkelt att sär- skilja (A) från (C), då strukturella förändringar i ekonomin ofta sker relativt långsamt. 
 3  
 När det gäller att skilja ut konjunkturella effekter på sparandet som en följd av diskretionär politik (B) uppstår dock flera problem. För det första kan det vara svårt att i praktiken dela upp förändringar i finanspolitiken i en cyklisk och en strukturell komponent. Ett exempel kan här vara den s.k. värnskatten, som initialt infördes som en temporär åtgärd, men som senare fortlevt under något ändrade former. Ett annat prak- tiskt problem som uppstår är att diskretionära åtgärder av struk- turell natur rent slumpmässigt kan samvariera med konjunktur- utvecklingen. Därmed kan cykliciteten i den aktiva stabilise- ringspolitiken över- eller underskattas. Ett exempel på det förra är de skattesänkningar som följde av skattereformen och som råkade sammanfalla med konjunkturnedgången i början av 1990- talet. Ett exempel på det senare är den procykliska finanspolitik som fördes i t.ex. Italien och Nederländerna under mitten på  
 1990-talet, 
  som en följd av anpassningen till  
 EMU-medlemskap. 
  Dessutom är vissa diskretionära förändringar av sparandet ett resultat av rena engångseffekter, vilka knappast kan kategoriseras 
  
 3  
 Ett möjligt undantag här vore dock utvecklingen i Japan sedan 1990, där de statsfinansi- ella effekterna av ett strukturellt fall i  
 trend-tillväxten 
  sammanfallit med en konjunkturell försvagning av budgetsaldot. Generellt torde effekterna av utbudschocker vara svåra att dela upp i (A) och (C). 
 10 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 som en traditionell aktiv stabiliseringspolitik. Här är det också viktigt att påpeka att då vi studerar det offentliga sparandet kommer den diskretionära komponenten också att inkludera för- ändringar som sker utanför statsbudgeten, t.ex. på kommunal nivå, vilka inte är någon del av den aktiva finanspolitiken. Slutli- gen uppstår fördröjningseffekter i den aktiva stabiliseringspoliti- Mcgee mellan att identifiera behov av åtgärder och tills åtgärderna får effekt. Denna fördröjning medför att även om statsmakten har en välformulerad strategi för den aktiva stabiliseringspoliti- Mcgee så kommer träffsäkerheten i politiken variera över tiden. 
 Utifrån de problem som finns angående den aktiva finanspoli- tiken kommer vi därför primärt i denna studie att fokusera på de automatiska stabilisatorerna (A) när vi analyserar de offentliga finansernas konjunkturkänslighet. Denna uppdelning gör det möjligt att studera hur de offentliga finanserna påverkas av t.ex. en konjunkturnedgång givet att finanspolitiken inte förändras. Ett ytterligare skäl till att göra denna uppdelning är att de indu- cerade och diskretionära förändringarna styrs av olika faktorer, vilket gör att de förändras i olika riktning och takt. Framför allt tycks den diskretionära komponenten vara betydligt mindre kor- relerad med konjunkturcykeln samtidigt som denna korrelation varierar över tiden. När det gäller den diskretionära komponen- ten spelar politiska faktorer, prognoser samt externa restriktio- ner (som t.ex. Maastrichtkriterierna) en viktig roll. Slutligen kan uppdelningen motiveras med att de två komponenterna kan för- väntas ha olika stabiliseringspolitisk effekt. I den mån vi analyse- rar effekter av den aktiva finanspolitiken på det offentliga spa- randet så kommer vi att betona osäkerheten, både vad gäller möj- ligheterna att mäta politiken och vad gäller möjligheten att den finanspolitiska reaktionsfunktionen skulle vara densamma i och utanför EMU. 
 11 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 3.1 
  
 Uppdelning av förändringar i det offentliga sparandet 
  
 Ett enkelt sätt att dela upp förändringar i offentligt sparande är att postulera vissa samband mellan å ena sidan olika inkomst- och utgiftskomponenter och å andra sidan makroekonomiska variabler som kan antas vara styrande för deras utveckling, t.ex. skattebaser,  
 BNP-trend 
  eller utgiftsbaser. 
 4  
 Utifrån observerade utfall vad gäller t.ex. en skatt och dess skattebas delas sedan för- ändringen upp i en automatisk (ekonomiberoende) och en disk- retionär (förändrad politik) komponent. Konkret kommer vi här att anta att skatteintäkterna är proportionella mot skattebasen vid en konstant politik, vilket innebär att den automatiska för- ändringen i skatteintäkter är proportionell mot skattebasens för- ändring. Den diskretionära förändringen blir den del av föränd- ringen i skatteintäkter som inte förklaras av förändringen i skat- tebasen. Eftersom skatterna antas vara proportionella mot skat- tebasen vid en oförändrad politik så följer att om de faktiska skatteintäkterna växer snabbare än den automatiska förändringen så tolkas den positiva differensen som en skattehöjning, eller en diskretionär förbättring av sparandet. På ett övergripande plan delar vi upp det offentliga sparandet i primära intäkter, primära utgifter samt nettoränteutgifter. Den offentliga sektorns primära intäkter delas in i fyra poster, där oförändrad politik definieras som 
  
 Direkta skatter är proportionella mot hushållens inkomster före skatt. 
  
 Socialförsäkringsavgifter är proportionella mot den totala lönesumman. 
  
 4  
 Det är värt att påpeka att denna dekomponeringsmetod bygger på en relativt grov ap- proximation där t.ex. relativt stora skatteposter kopplas till enskilda skattebaser. Detta innebär i sin tur att om delar av en stor skattepost inte är kopplade till denna skattebas så kan därmed mätfel uppstå, vilket i sin tur medför att detta mätfel överförs till den diskre- tionära komponenten. Detsamma gäller om progressivitet finns i skattesystemet. I me- todutvecklingen har stor vikt lagts vid enkelhet, både i termer av att allmänt tillgänglig data kan användas samtidigt som ett minimum av beräkningar och ekonometriska skatt- ningar skall behöva användas. Braconier  Holden (1999) diskuterar mer utförligt för- och nackdelar med olika metoder. 
 12 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 Indirekta skatter är proportionella mot den privata konsum- tionen. 
  
 Övriga primära intäkter är proportionella mot BNP. 
  
 När det gäller utgiftssidan definierar vi oförändrade primära utgifter som 
  
 Primära utgifter (exklusive arbetslöshetsunderstöd) är proportionella mot  
  
 trend-BNP. 
  
 Arbetslöshetsunderstöd, som andel av  
  
 trend-BNP, 
  är pro- portionella mot arbetslösheten. 
 Totalt sett innebär oförändrad politik under dessa antaganden att de primära intäkterna följer ekonomins utveckling i nominel- la termer, medan utgifterna växer med prisutveckling och trend- tillväxt. 
 5  
 Detta innebär att vid en temporär real störning, som inte påverkar trendtillväxten, kommer utgifterna i reala termer att växa i takt med trendtillväxten. 
 6  
 Slutligen klassificerar vi alla förändringar i nettoränteutgifter som automatiska förändringar. Orsaken till detta är att den offentliga sektorns skuldsättning i hög grad är förutbestämd samtidigt som räntan inte direkt styrs av statsmakten. I Appendix 1 redovisas metod, definitioner och data för den utförda dekomponeringen. I Figur 2 visas uppdel- ningen av förändringen i det offentliga sparandet som andel av BNP. 
  
 5 
  
 Trendtillväxten har satts till den genomsnittliga tillväxttakten under de 15 föregående åren. 
  
 6 
  
 En annan fråga, är i vilken grad en koppling av utgifterna till trendtillväxten faktiskt överensstämmer med oförändrade regler. Vad gäller t.ex offentlig konsumtion kunde en konstant real volym vara en naturlig referenspunkt, vilket t.ex. skulle motsvara en kon- stant offentlig sysselsättning. För transfereringsutgifter kan dessa till en del antas vara konstanta i nominella termer, en del konstanta i reala termer samt en del konstanta som andel av  
  
 trend-BNP. 
  Effekterna av valet av olika referenspunkter analyseras i Braconier  Holden (1999). 
 13 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 Figur 2.  
 Uppdelning av förändring i offentligt sparande som andel av BNP,  
 1981-1999 
  
 0.060 
 0.040 
 0.020 
  
 0.000 
  
 1 
  
 19 
  
 2 
  
 1983 
  
 1984 
  
 5 
  
 19 
  
 6 
  
 1 
  
 1 
  
 98 
  
 8 
  
 98 
  
 8 
  
 -0.020 
  
 19 
  
 7 
  
 1988 
  
 9 
  
 19 
  
 0 
  
 1 
  
 8 
  
 98 
  
 9 
  
 19 
  
 1 
  
 1992 
  
 3 
  
 4 
  
 19 
  
 5 
  
 1996 
  
 7 
  
 8 
  
 19 
  
 9 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 9 
  
 99 
  
 99 
  
 9 
  
 99 
  
 99 
  
 9 
  
 -0.040 
  
 -0.060 
  
 Diskretionär förändring i primärt sparande 
  
 Förändring i offentligt sparande 
  
 Inducerad förändring i primärt sparande 
  
 -0.080 
  
 Förändring ränteinkomster (netto) 
  
 Not: Egna beräkningar. 
 En slutsats som direkt följer av Figur 2 är att en stor del av va- riationen i det offentliga sparandet under hela  
 1990-talet 
  förkla- ras av diskretionära förändringar, dvs. en aktiv finanspolitik. Detta innebär i sin tur att den automatiska förändringen i Salazar förklarar en relativt liten del av svängningarna i det offentliga sparandet, vilket syns tydligt både under krisåren  
 1990-1993 
  samt under återhämtningen i de offentliga finanserna  
 1995-1998. 
  
 14 
  
 4 
  
 Konjunkturkänsligheten i det offentliga sparandet 
  
 När vi vill analysera konjunkturkänslighet i det offentliga spa- randet uppstår ett antal avgränsningsproblem. Som diskuterats i avsnitt 3 kan det vara svårt att kvantifiera den cykliska delen av den aktiva finanspolitiken (ruta B). Trots detta kan det vara av intresse att studera hur det offentliga sparandet totalt, dvs. de automatiska stabilisatorerna tillsammans med den aktiva finans- politiken, samvarierat med konjunkturcykeln. Konjunkturkäns- ligheten skattas med hjälp av regressionsanalys där förändring i det primära sparandet, estimeras som en funktion av skillnaden mellan faktisk tillväxt och trendtillväxt i BNP år  
 t  
 och  
  
 t-1 
 . 
 7 
  
 De estimerade koefficienterna mäter trendförändring i primärt 
 sparande (  
 0  
 ), konjunkturkänsligheten avseende innevarande års (  
 1  
 ) och föregående års (  
 2  
 ) avvikelse från trendtillväxt. 
 0  
 visar därmed hur det primära sparandet förändras när eko- nomins tillväxt ligger på trend.  
 1  
  
 +  
  
 2  
 ger den totala konjunk- tureffekten på det primära sparandet efter två år. Resultaten i Tabell 2 visar att en tillväxttakt som underskrider trendtillväxten med en procentenhet är korrelerad med en försämring av primär- saldot som andel av BNP med  
 1.2-1.4 
  procentenheter beroende på om vi enbart studerar effekten av  
 BNP-tillväxt 
  under inneva- 
  
 7 
 Regressionsekvationen som estimeras är 
  
 B 
  
 t 
  
 * 
  
 * 
  
 Y 
  
 =  
 0 
  
 +  
  
 1  
 ( 
 (  
  
 y 
  
 r  
  
 ) 
  
 t  
 (  
 y 
  
 r  
 ) 
 t 
  
 ) 
 +  
 2 
  
 ( 
  
 (  
  
 y 
 r  
 ) 
 t  
 1 
  
 (  
 y 
  
 r 
  
 ) 
  
 t  
  
 1  
  
 ) 
  
 +  
  
 e  
 där 
  
 t 
  
 ( 
 B 
  
 t 
  
 Y 
  
 t  
  
 )  
 är förändringen i det primära sparandet),  
 y 
  
 r 
  
 är den faktiska BNP- 
  
 tillväxten och  
 y 
  
 r 
  
 *  
 är trendtillväxten i BNP. De estimerade koefficienterna mäter trend- förändring i primärt sparande (  
 0  
 ), konjunkturkänsligheten avseende innevarande års (  
 1  
 ) och föregående års (  
 2  
 ) avvikelse från trendtillväxt.  
 1  
  
 +  
  
 2  
 ger den totala konjunktureffekten på det primära sparandet efter två år. 
 15 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 rande år eller den totala tvåårseffekten. 
 8  
 Resultaten bör dock tol- kas med försiktighet, då det är troligt att vi skattar ett tvåvägs- samband, där även förändringar i det offentliga sparandet påver- kar tillväxttakten. 
 9  
 Mer specifikt kommer finanspolitikens effek- tivitet vad gäller att stabilisera ekonomin att påverka den upp- mätta konjunkturkänsligheten. Antag att en initial negativ efter- frågestörning drabbar ekonomin och att en kontracyklisk fi- nanspolitik förs, där de automatiska stabilisatorerna tillåts verka samtidigt som den aktiva finanspolitiken förändras i expansiv riktning. Ju svagare effekt finanspolitiken har på efterfrågan i ekonomin, desto större blir den observerade förändringen i till- växt. Därmed blir den observerade konjunkturkänsligheten, som mäts som förändring i det offentliga sparandet i relation till utfall för BNP, mindre ju svagare effekt finanspolitiken har. 
 10  
 Då stabi- liseringspolitikens effektivitet kan skilja sig mellan olika typer av störningar och mellan olika typer av finanspolitiska instrument bör regressionsresultaten tolkas med försiktighet. 
 11  
 Vad regres- sionsresultaten dock visar är att den totala effekten på det of- fentliga sparandet av en förändring i tillväxttakten är klart större än de resultat som presenteras för de automatiska stabilisatorer- na i Tabell 3. Detta resultat kan tolkas som att den aktiva finans- politiken under perioden varit kontracyklisk i Sverige. 
  
 Tabell 2.  
 Regressionsresultat,  
 1981-1998. 
  
 Trendföränd- 
  
 Effekt inneva- 
  
 Effekt föregå- 
  
 Totaleffekt 
  
 R 
 2 
  
 ring (  
 0  
 ) 
  
 rande år (  
 1  
 ) 
  
 ende år (  
 2  
 ) 
  
 (  
 1  
 +  
 2  
 ) 
  
 0,00 (0,01) 
  
 1,23 (0,34) 
  
 - 
  
 1,23 
  
 0,41 
  
 -0,00 
  (0,01) 
  
 1,14 (0,38) 
  
 0,23 (0,38) 
  
 1,37 
  
 0,38 
  
 Not: Värden inom parentes är standardavvikelser. Fetstil innebär att koefficienten är signifikant skild från noll. 
  
 8 
  
 Scott  Schwartz (2000) beräknar att den motsvarande konjunkturkänsligheten i sta- tens finanser är  
  
 0,75-1,25 
  för 1999. 
  
 9 
  
 Det bör påpekas att analysen bygger på observerade utfall i termer av tillväxt och inte på den initiala störningens storlek. 
  
 10 
  
 En annan slutsats som följer är att om finanspolitik har en stabiliserande effekt så kommer länder med en starkt kontracyklisk finanspolitik att uppleva en mindre variabili- tet i BNP. Gali (1994) finner stöd för att så är fallet. 
  
 11 
  
 Giavazzi m.fl. (2000) samt Ross och Ardagna (1998) analyserar stabiliseringspoliti- kens effektivitet i termer av olika instrument och olika utgångspunkter. 
  
 16 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 4.1  
 Automatiska stabilisatorer och konjunkturkänslighet i det offentliga sparandet 
 En enkel tumregel vad gäller konjunkturens påverkan på det of- fentliga sparandet säger att länder med en hög offentlig utgifts- andel tenderar att ha stora konjunktursvängningar i det offentli- ga sparandet som andel av BNP, vilket kan illustreras med ett enkelt exempel. Antag att skatterna är proportionella mot nomi- nell BNP, medan utgifterna antas vara oberoende av  
 BNP-utfall. 
  Om vi skriver det primära offentliga sparandet ( 
 B 
 ) som andel av BNP ( 
 Y 
 ), som en funktion av skatter ( 
 T 
 ) och utgifter ( 
 G 
 ) får vi  
 B Y  
  
 =  
  
 T Y G Y  
 . Antag att både skatter och utgifter som an- del av BNP initialt uppgår till 0,5, vilket innebär att det offentli- ga sparandet initialt är i balans. 
 Vid en real störning där BNP faller med 1 procent, sjunker skatterna i takt med BNP, vilket innebär att  
 T/Y  
 är oförändrad (49,5/99=0,5). Vad gäller utgiftskvoten faller BNP medan utgif- terna är konstanta, vilket innebär att utgiftskvoten ökar till 50/99=0,505 och därmed förändras det offentliga sparandet med förändringen i utgiftskvoten  
 (0,5-0,505=-0,005), 
  dvs. med  
 -0,5 
  procent av BNP. I detta enkla exempel blir därmed konjunktur- känsligheten proportionell mot utgiftskvoten. Tendensen att höga utgiftskvoter medför en hög konjunkturkänslighet syns tydligt i jämförelser mellan länder även om andra faktorer, såsom skattesystemets progressivitet, skattestrukturen, arbetslöshetsre- laterade utgifter samt statsskuld självklart är viktiga (Braconier  Holden, 1999; van den Hernandez, 2000). Flera studier har analy- serat hur de automatiska stabilisatorerna påverkar det offentliga sparandet. Några resultat visas i Tabell 3. I samtliga studier antas ekonomin drabbas av en balanserad efterfrågestörning, samtidigt som den aktiva finanspolitiken antas vara oförändrad. I jämförel- se med både andra  
 OECD-länder 
  samt de nordiska länderna 
 17 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 tycks de automatiska stabilisatorerna vara stora i Sverige, vilket följer naturligt av den höga nivån på offentliga utgifter i förhål- lande till BNP. 
 12  
 Som väntat tycks det totala sparandet vara mer konjunkturkänsligt än det primära, vilket följer av att nettoskul- den ökar vid låg tillväxt samtidigt som realräntorna tenderar att vara höga. 
  
 Tabell 3.  
 Förändring i det offentliga sparandet (som andel av BNP) som en följd av en förändring i real BNP med en procent. 
  
 Effekt på totalt sparande 
  
 Effekt på primärt sparande 
  
 OECD 
  
 IMF 
  
 BH:1 
  
 BH:1 
  
 BH:2 
  
 BH:3 
  
 (2000) 
  
 (1999) 
  
 (1999) 
  
 (1999) 
  
 (1999) 
  
 (1999) 
  
 Sverige 
  
 0,79 
  
 0,93 
  
 0,76- 
  
 0,63- 
  
 0,65 
  
 0,6-0,8 
  
 0,88 
  
 0,76 
  
 OECD 20 
  
 0,49 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 Norden 4 
  
 0,68 
  
 - 
  
 - 
  
 - 
  
 0,58 
  
 - 
  
 Not: OECD:s och IMF:s resultat har beräknats utifrån en ökning i gapet mellan BNP och potentiell BNP med en procent. BH (1999) syftar på Moore (1999).1 syftar på regressionsresultat baserade på historisk data. 2 syftar på en hypotetisk efterfrå- gechock. 3 följer från simuleringar utförda i Konjunkturinstitutets simuleringsmodell FIMO/KOSMOS. OECD, IMF samt BH:1 är beräknade utifrån data från perioden  
 1980-1998. 
  
 Även om olika studier baserade på olika metoder ger liknande skattningar på storleken på de automatiska stabilisatorerna vid en balanserad efterfrågestörning, så kommer olika typer av efter- frågestörningar att påverka budgetsaldot i olika hög grad. Det är till exempel uppenbart att en exportstörning kommer att ha en mycket mindre statsfinansiell effekt än vad en motsvarande för- ändring av den privata konsumtionen skulle få, delvis på grund av skillnader i momsintäkter. De studier som beskrivits ovan analyserar hur en genomsnittlig störning påverkar sparandet, vilket medför att enskilda störningar kan få en väsentligt annor- lunda effekt på det offentliga sparandet än vad genomsnittet ger 
  
 12  
 Jämförelser av storleken i den offentliga sektorn mellan länder är svåra, bl.a. pga att vissa länder (som Sverige) redovisar i bruttotermer till skillnad från de flesta andra länder. Detta innebär att skillnaden mellan Sverige och t.ex. andra  
 EU-länder 
  i termer av den offentliga sektorns storlek tenderar överskattas. 
 18 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 vid handen. Figur 3 visar hur primärt sparande som andel av BNP påverkas av tre olika stiliserade efterfrågestörningar: en ex- portstörning, en konsumtionsstörning och en balanserad efter- frågestörning (Se Appendix för beskrivning av metod). Skillna- den med avseende på det offentliga sparandet mellan de olika störningarna beror på att privat konsumtion, och därmed indi- rekta skatteintäkter, varierar mellan scenarierna. Om t.ex. hela fallet i BNP orsakas av ett fall i exporten kommer inte privat konsumtion, och därmed inte heller intäkterna från indirekta skatter, att förändras. Då känsligheten i det primära sparandet beräknats för varje enskilt år ger Figur 1 även en bild av hur kon- junkturkänsligheten följer de offentliga utgifternas andel av BNP: kraftiga ökningar i utgiftskvoten under  
 1970-talet 
  och början på  
 1990-talet 
  speglas i en ökande konjunkturkänslighet. Den kraftiga ökningen i konjunkturkänsligheten under 1970- talet förklaras även till en viss del av att utgifterna för arbetslös- hetsersättning ökade kraftigt under perioden, samtidigt som so- cialförsäkringsavgifternas andel av inkomsterna ökade kraftigt. 
 19 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 Figur 3.  
 Förändring i primärt sparande (som andel av BNP) som en följd av en störning i olika efterfrågekomponenter motsvarande en procent av BNP. 
  
 1.1 
  
 1 
  
 0.9 
  
 0.8 
  
 0.7 
  
 0.6 
  
 0.5 
  
 0.4 
  
 0.3 
  
 1 
  
 1972 
  
 3 
  
 1974 
  
 5 
  
 1976 
  
 7 
  
 1978 
  
 9 
  
 1980 
  
 1 
  
 2 
  
 3 
  
 4 
  
 5 
  
 6 
  
 1987 
  
 8 
  
 1989 
  
 0 
  
 1991 
  
 2 
  
 1993 
  
 4 
  
 5 
  
 6 
  
 7 
  
 8 
  
 9 
  
 97 
  
 97 
  
 97 
  
 7 
  
 7 
  
 8 
  
 198 
  
 8 
  
 98 
  
 8 
  
 98 
  
 98 
  
 9 
  
 9 
  
 9 
  
 199 
  
 9 
  
 99 
  
 9 
  
 99 
  
 1 
  
 1 
  
 1 
  
 19 
  
 19 
  
 19 
  
 19 
  
 1 
  
 19 
  
 1 
  
 1 
  
 19 
  
 19 
  
 19 
  
 19 
  
 1 
  
 19 
  
 1 
  
  Balanserad störning 
  
  Konsumtionsstörning 
  
  Exportstörning  
 Primära utgifter / BNP 
 Not: Egna beräkningar 
  
 4.2 
  
 Förändringar i konjunkturkänsligheten över 
  
 tiden 
  
 Den viktigaste orsaken till den minskning i de offentliga finan- sernas konjunkturkänslighet mellan 1993 och 1998 som syns i Figur 3 är den fallande utgiftskvoten. Samtidigt har den ökande exportandelen inneburit att exporten står för en ökad andel av den aggregerade efterfrågan i ekonomin, vilket i sin tur gör det offentliga sparandet mindre känsligt för den inhemska konjunk- 
 20 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 turen. 
 13  
 En faktor som tenderar att öka konjunkturkänsligheten mellan 1993 och 1998, men som inte är inkluderad i Figur 3 är de ökande nettoränteutgifterna på statsskulden. Förutom dessa re- lativt mekaniska faktorer har ett antal större institutionella för- ändringar skett, vilka kan ha förändrat de offentliga finansernas konjunkturkänslighet. 
 En viktig förändring under  
 1990-talet 
  var skattereformen  
 1990-91, 
  där minskad progressivitet i inkomstbeskattningen och en ökad tonvikt på indirekta skatter har gjort skatteintäkterna mindre konjunkturkänsliga. 
 En annan viktig förändring som skett under senare år är re- formen med utgiftstak. I korthet innebär denna reform att no- minella utgiftstak för de statliga utgifterna exklusive räntor sätts för tre år framåt i tiden. Målet är att dessa tak ej skall överskri- das. Då utgiftstaken innefattar statliga utgifter samt utgifter inom ålderspensionssystemet, samtidigt som balanskrav lagts på kommunernas saldo så kan dessa tak komma att påverka de of- fentliga utgifterna och därmed konjunkturkänsligheten i det of- fentliga sparandet. 
 14  
 Om en oförutsedd försämring av ekonomin sker så skulle utgifterna i samband med arbetslöshet hota spräcka taken. Därigenom skulle diskretionära utgiftsminskningar tving- as fram. Utgiftstakets påverkan på konjunkturkänsligheten i det offentliga sparandet beror framför allt på tre faktorer: prognos- precision, budgeteringsmarginalen samt typen av störning. Ut- giftstaken fastställs utifrån prognoser för pris och tillväxt de kommande 3 åren. Därmed är den avgörande punkten vad gäller konjunkturkänsligheten inte faktiskt utfall vad gäller t.ex. prisut- vecklingen utan snarare avvikelsen från de prognoser som ligger till grund för beräknandet av utgiftstaket. 
 Sedan utgiftstaket infördes under budgetåret 1997 har de tak- begränsade utgifterna legat nära taket (SOU 2000:61). Detta in- nebär i sin tur att en makroekonomisk störning lätt kan tvinga fram diskretionära utgiftsbegränsningar, vilket i sin tur skulle 
  
 13 
  
 Mellan 1992 och 1995 växte t.ex. exportens andel av BNP från 31,2 till 40,5 procent. 
  
 14 
  
 Balanskravet på kommunerna kommer att minska konjunkturkänsligheten i de offent- liga finanserna. Hur stor effekt detta krav får beror på hur strikt det kommer att tilläm- pas. 
  
 21 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 göra det offentliga sparandet mindre konjunkturkänsligt. En komplikation som uppstår är dock att utgiftstaken är nominella, vilket innebär att både reala och nominella störningar kan driva upp utgifterna. Braconier (2000:a) uppskattar att de arbetslös- hetsrelaterade utgifterna, som andel av BNP, ökar med 0,15- 0,38 procentenheter vid en negativ real  
 BNP-störning 
  motsvarande 1 procent av BNP. Van den Hernandez (2000) uppskattar motsvarande känslighet i de totala offentliga utgifterna relaterade till arbets- löshet till  
 –0,5. 
  Om man antar att de takbegränsade utgifterna ligger på utgiftstaket både före och efter störningen så skulle därmed konjunkturkänsligheten vid en negativ  
 BNP-störning 
  minska markant. Som ett exempel kan nämnas att den känslighet som rapporteras i Figur 3 faller med 0,10- 0,15 i en konjunktur- nedgång om vi antar att ovannämnda känslighet i de arbetslös- hetsrelaterade utgifterna ligger på  
 –0,2. 
  Denna effekt uppnås dock enbart om de takbegränsade utgifterna ligger mycket nära utgiftstaket. Men om budgeteringsmarginalen uppgår till 1 pro- cent av BNP, så ryms effekterna av ett  
 BNP-fall 
  på 5 procent inom denna marginal. 
 En svårare fråga är i vilken grad nominella pris- och lönestör- ningar associerade med konjunktursvängningar kan minska kon- junkturkänsligheten. Intuitivt är det lätt att se att en negativ ut- budsstörning, som leder till fallande aktivitet och stigande infla- tion, snabbt tvingar fram ett val mellan ett uppgivande av utgifts- taken eller nedskärningar i de reala utgifterna. Samtidigt kan denna utbudsstörning leda till en ökande nominell BNP och därmed ökade skatteintäkter, vilket kan innebära att det offentli- ga sparandet förbättras i konjunkturnedgången! I denna situa- tion skulle därmed de automatiska stabilisatorerna på utgiftssi- dan sättas ur spel och de reala offentliga utgifterna falla. 
 I det fall då ekonomin drabbas av en efterfrågestörning, med fallande BNP och fallande inflation, får utgiftstaket mindre ef- fekt än vid en utbudsstörning. Även om fallet i real BNP tende- rar att driva upp de nominella utgifterna så kommer pressen på den nominella utgiftsnivån från den nominella prisnivån att minska. Därmed blir tvånget att genomföra diskretionära åt- 
 22 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 stramningar mindre och de automatiska stabilisatorerna kan i stor utsträckning verka fullt ut. 
 En annan större förändring avseende de offentliga finanserna är det nya ålderspensionssystemet, som förenklat innebär en övergång från ett fördelningssystem med förutbestämda ersätt- ningsnivåer till ett system med förutbestämda avgiftsnivåer och en premiereserv. Då inbetalningarna till både det gamla ATP- systemet och det nya systemet är kopplade till lönesumman syns här inga stora skillnader. I och med att såväl pensionsrätter som utbetalda pensioner från år 2002 indexuppräknas med föränd- ringen i den genomsnittliga pensionsgrundande inkomsten kommer känsligheten i pensionsutgifterna med avseende på reala störningar troligtvis att öka något, vilket bidrar till en minskad konjunkturkänslighet. Samtidigt sker indexeringen mot ett gli- dande medelvärde över 3 år, vilket gör känsligheten mindre. Den nominella känsligheten torde vara jämförbar med det gamla sy- stemets. På sikt kommer dock det nya systemet att leda till en lägre konjunkturkänslighet än ett bevarat  
 ATP-system, 
  dels pga. att ersättningar och avgifter hålls nere, dels som ersättningsnivå- erna i den fonderade delen till en viss del följer konjunkturut- vecklingen (Braconier 2000:b). 
 Slutligen kan riksbanksreformen nämnas. I och med att riks- banken blivit självständig och penningpolitiken styrs av ett ex- plicit inflationsmål faller med största sannolikhet variansen i in- flationstakten. I en ekonomi med progressiva skatter torde där- med konjunkturkänsligheten falla, men som diskuteras i Braco- nier  Holden (1999) är denna effekt troligtvis mindre än vad som antagits i tidigare litteratur, vilket också illustreras av att OECD:s kraftigt nedreviderat sina uppskattningar av progressi- viteten i direkta skatter mellan 1995 och 2000 (van den Hernandez, 2000). Vad som händer med variansen i BNP som en följd av riksbanksreformen är mindre klart. Därmed torde den direkta effekten av riksbanksreformen på konjunkturkänsligheten vara liten. Det är dock möjligt att reformen indirekt kan ha påverkat variansen i räntor. 
 23 
  
 5 
  
 Stabiliseringspolitik och konjunkturkänslighet i EMU 
  
 Ett eventuellt  
 EMU-deltagande 
  innebär att den ekonomiska mil- jön i Sverige förändras på flera sätt. Vad gäller de institutionella arrangemangen finns SGP som lägger restriktioner på det offent- liga sparandets storlek. Samtidigt försvinner den nationella kon- trollen över penningpolitiken och den flytande växelkursen överges till förmån för den gemensamma valutan. Dessa föränd- ringar kan potentiellt få långtgående effekter på möjligheterna att låta de automatiska stabilisatorerna verka samt att använda en aktiv finanspolitik. I detta avsnitt studerar vi först om konjunk- turkänsligheten för en given störning, mätt som en förändring i BNP, förändras vid ett deltagande i EMU och om ett EMU- deltagande medför att sammansättningen av och storleken på störningar förändras. Dessutom genererar vi några exempel på störningar som kan tänkas drabba Sverige. Slutligen studerar vi vilka restriktioner ett  
 EMU-deltagande 
  lägger på stabiliserings- politiken, givet konjunkturkänsligheten och de genererade stör- ningarna. 
  
 5.1 
  
 Påverkas de automatiska stabilisatorerna av en anslutning till EMU? 
  
 En direkt effekt av den förlorade penningpolitiska friheten som följer av ett  
 EMU-deltagande 
  är troligen att variansen i infla- tionstakten i Sverige stiger. Å ena sidan är de uppställda infla- tionsmålen likartade för Riksbanken och för den Europeiska Centralbanken. Då penningpolitiken inom EMU styrs av ett  
 EMU-täckande 
  inflationsmål är det dock sannolikt att inflations- takten i enskilda medlemsländer varierar mer över tiden än vad 
 25 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 den aggregerade inflationen i  
 EMU-området 
  gör. Därmed är det troligt att Sverige vid ett fullt deltagande i EMU kan förvänta sig en högre varians i inflationen än med en oberoende Riksbank. Samtidigt är det dock troligt att variansen i inflationen vid ett fullt  
 EMU-deltagande 
  blir mindre än vad den varit i ett historiskt perspektiv. Vilka effekter får en ökande varians i inflationen på det offentliga sparandet? För det första kommer det offentliga sparandet som andel av BNP troligtvis att påverkas. 
 Då skatteintäkterna i hög grad följer de nominella skattebaserna så kommer kvoten mellan intäkter och nominell BNP att vara relativt oberoende av inflationstakten, med undantag för pro- gressiviteten i inkomstskatterna. Vad gäller utgiftssidan är frågan mer komplex. Utifrån dekomponeringsmetoden i avsnitt 3 så skulle en oförändrad utgiftspolitik innebära att de nominella utgifterna ökar i samma grad som prisnivån, för att upprätthålla en konstant real offentlig konsumtion och värdesäkrade transfereringar. Samtidigt är det uppenbart att budgetramar sätter tydliga gränser för nominella utgiftsökningar samtidigt som många transfereringar inte med automatik ökar med inflationstakten. 
 15  
 Därmed kommer utgiftskvoten, åtminstone på kort sikt, att falla i situationer med högre inflation än förväntad. Således kommer en oförutsett hög inflationstakt att leda till att det offentliga sparandet som andel av BNP förbättras. Beräkningar som gjorts av finansdepartementet visar på en förbättring av det offentliga sparandet som andel av BNP med 0,2 procentenheter vid en pris- och löneökning på 1 procent.  
 16 
  
 Huruvida ej förväntade avvikelser i inflationstakten ökar eller minskar konjunkturkänsligheten i det offentliga sparandet beror sedan i sin tur på dessa avvikelsers samvariation med konjunk- turcykeln. Om en oförväntat hög inflationstakt är ett resultat av en negativ utbudsstörning skulle därmed konjunkturkänslighe- ten i de offentliga finanserna vid en sådan störning tendera att bli 
  
 15 
  
 I SOU 2000:61 redovisas beräkningar som tyder på en elasticitet i de takbegränsade utgifterna med avseende på prisnivån, vid en oförändrad politik, som ligger mellan 0,6 och 0,9. 
  
 16 
  
 En slutsats här vore att behovet av välfungerande inflationsprognoser blir än viktigare i händelse av ett  
  
 EMU-deltagande. 
  Alternativt kan en övergång till reala utgiftsmål disku- teras. 
 26 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 mindre. Om inflationen istället uppstår som en följd av positiva efterfrågestörningar skulle konjunkturkänsligheten tendera att öka. 
 En annan effekt av den förändrade penningpolitiska miljön är att ett medlemskap i EMU troligtvis minskar realräntans variabi- litet över konjunkturcykeln, då en del av den riskpremie som associeras med en ökande statsskuld kommer att drabba andra medlemsländer i valutaunionen (Andersen, 1997). 
 En tredje skillnad utgör den förskjutning av efterfrågan mot mera försäljning till andra  
 EU-länder 
  som skulle följa på en an- slutning till EMU (Rose, 2001). Även om här finns en stor osä- kerhet om i vilken grad som handeln kommer att öka, så innebär en ökad betydelse för  
 intra-EU 
  handeln ett minskat statsfinansi- ellt beroende av inhemsk efterfrågan, under det att importen blir en viktigare källa till statsinkomster. Detta innebär i sin tur att inhemska störningar får en mindre statsfinansiell effekt än i nu- läget, samtidigt som störningar utomlands får en starkare effekt på det offentliga sparandet. 
 En ytterligare källa till osäkerhet om de automatiska stabilisa- torernas storlek vid ett  
 EMU-deltagande 
  är att sammansättning- en av störningar kan förändras. Den mest uppenbara skillnaden är övergången från en flytande växelkurs till den fasta växelkurs som  
 EMU-deltagande 
  innebär. En sådan övergång kan innebära att efterfråge- och utbudsstörningar får en annan effekt på akti- vitetsnivån än vid en flytande växelkurs. Då uppdelningar av störningar i utbuds- och efterfrågetermer tenderar ge mycket olika resultat är det svårt att dra några slutsatser om växelkurssy- stemets påverkan på storlek och frekvens på störningar. 
  
 5.2 
  
 Karaktärisering av störningar 
  
 För att kunna analysera huruvida storleken på de automatiska stabilisatorerna i Sverige är förenliga med ett medlemskap i EMU försöker vi här konstruera ett antal scenarier över möjliga chock- 
 27 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 er som kan tänkas drabba ekonomin. Dessa scenarier baseras på ett antal episoder över konjunkturnedgångar i några små europe- iska  
 OECD-länder 
  under perioden  
 1981-1999. 
 17 
  
 Här är det dock viktigt att klargöra några potentiella problem vad gäller jämförel- ser över länder och tid: 
  
 Generellt kan problem uppstå när det gäller att överföra ob- servationer för ett antal olika länder till sannolikheter för olika scenarier för ett enskilt land. 
  
 Observerade utfall av störningar (konjunkturnedgångar) be- ror med stor sannolikhet på den stabiliseringspolitik som förts. Å ena sidan förväntar vi oss utifrån den keynesianska ansatsen att en kontracyklisk aktiv finanspolitik bör minska variationen i BNP. På samma sätt tycks starka automatiska stabilisatorer dämpa konjunktursvängningarna, (Gali, 1994). Samtidigt tyder vissa studier på att åtminstone i extrema statsfinansiella kriser kan en åtstramande finanspolitik däm- pa konjunkturfallet (Giavazzi m.fl., 2000). 
  
 Valet av växelkurssystem påverkar troligen typ och storlek av störningar (se ovan). 
  
 Givet de ovannämnda problemen konstruerar vi ett antal sce- narier för konjunkturnedgångar som kan tänkas drabba ett land som Sverige. Vi kategoriserar scenarier utifrån avvikelse från ge- nomsnittlig tillväxt i BNP i landet under perioden  
 1981-1999. 
  I ett första steg ackumulerar vi avvikelser under en treårsperiod från den genomsnittliga tillväxten i BNP  
 1981-1999 
  för att stu- dera en balanserad störning. Figur 4 visar fördelningen av obser- vationer av ackumulerad avvikelse efter 3 år. Staplarna, som mäts mot den vänstra axeln, visar totalt antal observationer över peri- oden där en viss ackumulerad avvikelse observerats. T.ex. visar Figur 4 att för 17 av de totalt 136 observationerna låg den acku- mulerade avvikelsen från genomsnittstillväxten på mellan +1 och 
  
 17  
 Länderna är Belgien, Danmark, Finland, Nederländerna, Norge, Sverige och Schweiz. All data är tagen från  
 OECD Economic Outlook 68  
 (2001). 
 28 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 +2 procentenheter. På den högra axeln mäts den ackumulerade sannolikheten av att observera ett utfall under en viss nivå, vilket kan exemplifieras med att något fler än 40 procent av de acku- mulerade avvikelserna är mindre än 0 procentenheter. 
 Utifrån Figur 4 väljer vi ut tre scenarier som vi, något god- tyckligt, kategoriserar som en recession  
 (-7 
  procent), en stor konjunkturnedgång  
 (-5 
  procent) och en liten konjunkturned- gång  
 (-3 
  procent). 
 18  
 Den kumulativa sannolikheten för att en störning av åtminstone denna storlek skall inträffa är 4, 9 och 18 procent, vilket motsvarar att de inträffar ungefär vart 25:e, 11:e samt 6:e år. Det är värt att notera att här finns flera möjliga fel- källor, som påverkar resultaten i olika riktning. För det första är observationerna korrelerade över tiden, vilket innebär att en s.k. liten konjunkturnedgång ibland ligger i initialfasen eller slutfasen av en större nedgång. Detta leder till en överskattning av sanno- likheten för små störningar. 
 För det andra leder ackumulationen över 3 år till att effekten i långvariga störningar tenderar att underskattas, då flera episoder har ett längre förlopp. Slutligen är det troligt att en viss trend- mässig förbättring av det primära sparandet sker, då vissa ut- giftsposter vid oförändrad politik är låsta i nominella termer. Braconier  Holden (1999) visar på en övre gräns för denna trendförbättring, som uppgår till 0,4 procent av BNP per år. Motsvarande siffra för det totala offentliga sparandet är 0.2 pro- cent per år. Då dessa beräkningar är övre gränser så kommer de ej att beaktas i beräkningarna nedan. 
  
 18  
 En konjunkturnedgång på 3 procent av BNP ligger i linje med de antaganden som EU- kommissionen (2000) gör i sina beräkningar för säkerhetsmarginaler inom EMU. 
 29 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 Figur 4.  
 Ackumulerad avvikelse från trendtillväxt över 3 år för 7 
  
 små  
 OECD-länder, 
 1984-1999 
  
 18 
  
 100,00% 
  
 16 
  
 90,00% 
  
 14 
  
 80,00% 
  
 12 
  
 70,00% 
  
 60,00% 
  
 10 
  
 50,00% 
  
 Antal observationer 
  
 Kumulativ sannolikhet 
  
 8 
  
 40,00% 
  
 6 
  
 30,00% 
  
 4 
  
 20,00% 
  
 2 
  
 10,00% 
  
 0 
  
 ,00% 
  
 -0,18 
  
 -0,16 
  
 -0,14 
 -0,12 
  
 -0,1 
 -0,08 
 -0,06 
 -0,04 
 -0,02 
  
 0 
  
 0,02 0,04 
  
 0,06 
  
 0,08 
  
 Not: Egna beräkningar 
 I det andra steget kommer vi att studera strukturen på olika störningar. Baserat på samma data som ovan väljer vi ut en ex- trem störning av privat konsumtion, där avvikelsen i konsum- tionstillväxt är 1,78 gånger större än avvikelsen i  
 BNP-tillväxt. 
 19 
  
 I detta fall blir konjunkturkänsligheten i det primära offentliga sparandet ungefär 0,15 procentenheter högre än vid en balanse- rad störning. Som kontrast väljer vi ut en exportdominerad stör- ning, där avvikelsen i den privata konsumtionstillväxten endast var 0,35 gånger avvikelsen i  
 BNP-tillväxt. 
 20  
 Detta medför en konjunkturkänslighet i primärsparandet som är 0,10 procenten- heter lägre än vid den proportionella störningen. Vi kombinerar sedan denna information med en total  
 BNP-störning 
  på  
 –5 
  pro- cent. 
  
 19 
  
 Exemplet gäller Danmark  
  
 1987-89, 
  där avvikelsen på 3 år i  
 BNP-tillväxt 
  var  
 –4,6 
  pro- centenheter och avvikelsen i konsumtionstillväxt var  
 –8,2 
  procent. 
  
 20 
  
 Exemplet gäller Danmark  
  
 1991-93, 
  där avvikelsen på 3 år i  
 BNP-tillväxt 
  var  
 –4,5 
  pro- centenheter och avvikelsen i konsumtionstillväxt var  
 –1,6 
  procent. 
 30 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 5.3 
  
 Lägger SGP/EMU restriktioner på stabiliseringspolitiken? 
  
 SGP innebär att underskottet i den offentliga sektorns finansiella sparande inte får överstiga 3 procent av BNP, samtidigt som bruttoskuldens andel inte får överstiga 60 procent av BNP. I un- dantagsfall, där real BNP faller med mer än 2 procent, tillåts ett land dock ha ett underskott som är större. Om real BNP faller med mer än 0,75 procent kan ett enskilt land få tillstånd att ha ett större underskott än 3 procent av BNP. I de avvikelser från trendtillväxt som vi analyserar är det endast de 7 avvikelser som sker i samband med de finska och de svenska kriserna under bör- jan på  
 1990-talet 
  som undantaget med 2 procents BNP fall upp- fylls. Utav de 15 resterande avvikelserna som är större än  
 –3 
  pro- cent uppfylls kriteriet om ett fall i BNP på minst 0,75 procent under ett år endast vid ett tillfälle. 
 Utifrån dessa krav kan man ställa frågan om Sverige som  
 EMU-medlem 
  kan föra en traditionell stabiliseringspolitik, dels i termer av att låta de automatiska stabilisatorerna verka och dels i meningen att en traditionell aktiv finanspolitik kan föras. Som nämnts ovan antar vi att efterfrågestörningar av tre olika stor- leksordningar drabbar ekonomin. Den medelstora störningen kan vara balanserad eller ha en övervikt mot exportefterfrågan eller inhemsk konsumtion. Utifrån den beräknade storleken på de automatiska stabilisatorerna som redovisas i Tabell 3 beräknas sedan effekten på offentligt primärt sparande och på totalt spa- rande. Slutligen inkluderar vi ett specifikt diskretionärt finanspo- litiskt instrument, utgifter för aktiva arbetsmarknadsåtgärder, för att få ett mått på konjunkturkänsligheten vid en traditio- nell aktiv stabiliseringspolitik. 
 21  
 Denna effekt, som innebär en ökad konjunkturkänslighet med cirka 0,25, läggs sedan till den inducerade konjunkturkänsligheten i det primära sparandet. I Tabell 4 visas dessa räkneexempel på hur olika typer av chocker kan påverka det offentliga sparandet. 
  
 21  
 Storleken på denna effekt beräknas genom att ersätta arbetslöshetsersättningar med totala utgifter för arbetsmarknadsåtgärder i de beräkningar som ligger bakom Figur 3. Denna åtgärd antas vara ofinasierad. 
 31 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 Tabell 4 
 . Effekter på det offentliga sparandet av olika typer av efter- frågestörningar. 
  
 Störning 
  
 Storlek 
  
 Konjunkturkänslighet 
  
 Effekt på sparande 
  
 (% av 
  
 i offentligt sparan- 
  
 (% av BNP) 
  
 BNP) 
  
 de/BNP 
  
 Primärt Totalt AAP 
  
 Primärt Totalt AAP 
  
 Balanserad 
  
 -3 
  
 0,75 
  
 0,85 
  
 1,00 
  
 -2,25 
  
 -2,55 
  
 -3,00 
  
 -5 
  
 -3,75 
  
 -4,25 
  
 -5,00 
  
 -7 
  
 -5,25 
  
 -5,95 
  
 -7,00 
  
 Konsum- 
  
 -5 
  
 0,90 
  
 1,00 
  
 1,15 
  
 -4,50 
  
 -5,00 
  
 -5,75 
  
 tions- 
  
 dominerad 
  
 Export- 
  
 -5 
  
 0,65 
  
 0,75 
  
 0,90 
  
 -3,25 
  
 -3,75 
  
 -4,50 
  
 dominerad 
  
 Resultaten i Tabell 4 visar på relativt stora effekter på det of- fentliga sparandet vid efterfrågestörningar. Vid en liten balanse- rad störning  
 (-3 
  procent) blir den ackumulerade försämringen i primärt sparande 2,25 procent av BNP vid en oförändrad finans- politik, medan effekten blir 3,00 procent om arbetsmarknadspo- litiken tillåts verka fullt ut. Vid en stor nedgång  
 (-5 
  procent) för- sämras det primära sparandet med  
 3,75-5,00 
  procentenheter. Vad gäller konjunkturkänsligheten i totalt sparande är denna behäftad med en större osäkerhet, då ränteutgifterna mycket väl kan bli mindre konjunkturkänsliga i samband med ett medlemskap i EMU. I händelse av en recession blir effekterna på det offentliga sparandet motsvarande större jämfört med de två andra stör- ningarna. 
 Vad innebär dessa beräkningar för Sveriges möjligheter att föra stabiliseringspolitik inom EMU? För det första är det up- penbart att de offentliga finansernas initiala position, innan ovannämnda störningar drabbar ekonomin, är central. Vid en initial balans i det offentliga sparandet kommer även en liten 
 32 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 störning att driva upp underskottet mot SGPs tak. Om den initi- ala situationen istället karaktäriseras av ett överskott på 2 pro- cent av BNP tycks möjligheterna att klara en liten störning mycket stora. 
 I fallet med en stor störning tycks möjligheterna att uppfylla SGPs mål mindre. Om den aktiva stabiliseringspolitiken hindras från att verka samtidigt som ett initialt överskott på 2 procent av BNP antas så kommer underskottet i det offentliga sparandet att understiga 3 procent av BNP. Om det offentliga sparandet initi- alt befinner sig i balans kommer de automatiska stabilisatorerna även utan en aktiv arbetsmarknadspolitik att driva upp under- skotten över 3 procent av BNP. I fallet med en recession tycks möjligheterna att hålla underskotten under 3 procent mycket små, men i detta fall är det mycket troligt att real BNP faller till- räckligt för att undantaget från SGP skall gälla. Slutligen är det värt att påpeka att även en relativt moderat störning som framför allt drabbar den privata konsumtionen kan få stora konsekvenser för det offentliga sparandet, vilket visas i Tabell 4. 
 Sammanfattningsvis tycks det som om de automatiska stabili- satorerna i den svenska ekonomin är så stora att de med en bety- dande sannolikhet kommer att medföra avvikelser från SGPs mål vid en konjunkturnedgång, om inte den initiala situationen ka- raktäriseras av ett överskott. Denna slutsats gäller givet att inte magnituden på störningar förändras radikalt i samband med ett  
 EMU-deltagande. 
  Ett mått på sannolikheten att de automatiska stabilisatorerna kommer i konflikt med SGP är sannolikheten för ackumulerad nedgång som är större än 5 procent och som inte medför ett fall i BNP över 0,75 procent under ett enskilt år. Av de 12 (negativa) avvikelser som är större än 5 procent av BNP är 4 inte associerade med märkbara fall i BNP, vilket skulle innebä- ra en sannolikhet på 4/136 för en störning som hotar SGPs mål men som samtidigt inte löser ut undantagsklausuler. I genom- snitt skulle detta ske vart 36:e år. Således tycks ett utgångsläge med ett överskott i sparandet på 2 procent innebära goda möj- ligheter för att de automatiska stabilisatorerna skall kunna verka fullt ut. Om den initiala situationen istället karaktäriseras av ba- 
 33 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 lans i de offentliga finanserna blir en avvikelse på 3 procent av BNP en naturlig referenspunkt. I detta scenario leder 16 av 24 fall till att SGPs mål hotas utan att undantagsklausulerna gäller. Detta innebär att de automatiska stabilisatorerna, inklusive den aktiva arbetsmarknadspolitiken, försämrar de offentliga finan- serna så att SGPs mål bryts i genomsnitt vart 8:e år. Dessa slut- satser ligger relativt nära  
 EU-kommissionen 
  (2000), där möjlig- heten för att de automatiska stabilisatorerna skall kunna verka fullt utan att SGPs riktvärde bryts kräver ett offentligt sparande i balans. Till detta anser kommissionen att en säkerhetsmarginal på cirka 1 procent bör läggas, vilket pekar på ett medelfristigt mål för det offentliga sparandet kring 0,8 procent av BNP. 
 En möjlighet att minska risken för en konflikt mellan SGPs villkor och de stora automatiska stabilisatorerna vore att höja målsättningen för det medelfristiga saldomålet ännu högre än nuvarande 2 procent av BNP. Detta skulle öka möjligheterna att låta de automatiska stabilisatorerna verka fullt ut. Även om det genomsnittliga saldot förbättrades, så kan dock ändå en störning komma i ett läge när överskottet är litet. Därmed skulle ett me- delfristigt saldomål behöva sättas högt, vilket kan vara svårt att motivera ur ett långsiktigt stasskuldsperspektiv. Frågan är också om det är politiskt möjligt att på medellång och lång sikt ha ett kraftigt positivt offentligt sparande. 
 En annan möjlighet att förhindra stora ökningar i underskot- tet är att låta den aktiva finanspolitiken förändras i kontraktiv riktning. Därmed kan underskottet hållas under SGPs tak. En sådan politik innebär dock att de automatiska stabilisatorerna inte tillåts verka fullt ut och därmed blir den stabiliserande effek- ten på ekonomin svagare. På samma sätt innebär utgiftstaken inte heller någon lösning på stabiliseringsproblemen. Utgiftsta- ken kan i en nedgång hålla utgifterna nere, genom att diskretio- nära förändringar tvingas fram. Detta innebär dock bara att de automatiska stabilisatorernas effekt försvagas av diskretionära beslut. 
 En möjlig stabiliseringspolitisk effekt av t.ex. utgiftstaken är att de kan ändra den stabiliseringspolitiska mixen genom att 
 34 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 kombinera stora automatiska stabilisatorer med en kontraktiv aktiv finanspolitik i nedgångar. Om detta är en bättre lösning än att minska de automatiska stabilisatorernas storlek diskuteras i nästa avsnitt. 
 35 
  
 6 
  
 Automatiska stabilisatorer kontra diskretionär finanspolitik 
  
 En central fråga ur stabiliseringspolitisk synvinkel är huruvida starka automatiska stabilisatorer är att föredra framför en aktiv finanspolitik. 
 22  
 I  
 EMU-sammanhang 
  blir frågan för Sverige om man skall försöka minska de automatiska stabilisatorerna för att öka handlingsutrymmet vad gäller den aktiva finanspolitiken, eller om man istället skall låta de automatiska stabilisatorerna verka fullt ut och ha en beredskap för att förändra finanspoliti- ken i kontraktiv riktning vid behov? 
 En uppenbar fördel med starka automatiska stabilisatorer är att dessa tenderar att reagera snabbare på störningar. Den tids- fördröjning som uppstår vad gäller diskretionära beslut i termer av diagnostisering, förslagsbearbetning, beslut och implemente- ring gör att den tidsmässiga precisionen blir högre för de auto- matiska stabilisatorerna. 
 En annan viktig faktor vid val av stabiliseringspolitisk regim är vilken typ av störningar som drabbar ekonomin (Rhodes, 2000). Å ena sidan innebär automatiken i de automatiska stabili- satorerna att dessa effektivt kan hjälpa till att dämpa en efterfrå- gestörning genom att hålla efterfrågan uppe. Vid en utbudsstör- ning är fördelarna med automatiska stabilisatorer mer tveksam- ma. I och för sig kommer de automatiska stabilisatorerna att sta- bilisera ekonomin vid en utbudsstörning, men detta innebär i sin tur att anpassningen till den nya jämvikten drar ut på tiden. Vid en negativ permanent utbudsstörning kommer därmed stora un- derskott i de offentliga finanserna att uppstå under anpassnings- processen, utan att någon effekt uppnås på den långsiktiga akti- 
  
 22  
 Det är dock viktigt att påpeka att storleken på de automatiska stabilisatorerna inte primärt bestäms utifrån deras stabiliserande effekt utan utifrån helt andra överväganden. Samtidigt är det också viktigt att påpeka att effekterna av stora automatiska stabilisatorer inte heller begränsas till stabiliseringspolitiken utan även kan påverka t.ex. arbetskrafts- utbudet. 
 37 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 vitetsnivån. Om utbudsstörningen är temporär till sin natur framstår dock de automatiska stabilisatorerna som något mer fördelaktiga. I detta fall blir effekten på de offentliga finanserna mindre samtidigt som en del anpassningskostnader, t.ex. i termer av arbetslöshet, kan undvikas. 
 Utifrån ovanstående diskussion kan det tyckas vara önskvärt att låta de automatiska stabilisatorerna verka fullt ut på kort sikt, men att den aktiva finanspolitiken på medellång sikt skall kunna användas för att stabilisera underskotten om störningen är per- manent. Det är här värt att notera att två av de tre övergripande restriktionerna på finanspolitiken (SGP och utgiftstaket) lägger kraftiga restriktioner på den kortsiktiga stabiliseringspolitiken, men betydligt svagare krav på medellång sikt. 
 23  
 I det här avseen- det tycks den tredje restriktionen, saldomålet, mer avpassad för möjligheten att föra en effektiv finanspolitik. Den ökade flexibi- liteten som hänger samman med en aktiv stabiliseringspolitik har också en annan fördel. Genom att fokusera den aktiva finanspolitiken på t.ex. investeringar i infrastruktur eller omskolning av arbetskraft kan projekt med en potentiellt hög samhällsekonomisk avkastning genomföras till låga samhälls- ekonomiska kostnader. Det är också viktigt att de automatiska stabilisatorerna utformas så att deras påverkan på arbetskrafts- utbudetSlutligenminimeraskan en. given förändring i det offentliga sparandet även påverka den privata sektorns beteende olika om den är ett resultat av automatiska stabilisatorer eller av aktiv finanspolitik. Därmed skulle den stabiliserande effekten på ekonomin kunna skilja sig mellan stabiliseringspolitiska instrument. Ross och Ardagna (1998) visar t.ex. att skattehöjningar och utgiftssänk- ningar tycks påverka den aggregerade efterfrågan olika, medan Giavazzi m. fl. (2000) visar att den stabiliserande effekten av sta- biliseringspolitik försvinner i extrema konjunktursituationer. I valet mellan automatiska stabilisatorer och en aktiv finanspolitik visar ett flertal studier att båda tycks ha en stabiliserande effekt på ekonomin, även om denna effekt tycks mindre än vad den ke- 
  
 23  
 Undantaget är här bruttoskuldsgränsen i SGP. 
 38 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 ynesianska modellen förutsäger. 
 24  
 Däremot finns inga studier som jämför huruvida en aktiv finanspolitik har en starkare stabi- liserande effekt än automatiska stabilisatorer. Rent teoretiskt finns det dock flera skäl att tro att förändringar i det offentliga sparandet som följer av automatiska stabilisatorer kan få en an- norlunda stabiliseringseffekt än förändringar som följer av en aktiv finanspolitik: 
  
 Diskretionär finanspolitik och automatiska stabilisatorer kan påverka livstidsinkomsten och därmed privat sparande i olika grad. Effekten av en specifik förändring i det offentliga spa- randet beror därmed på vilken typ av processer som den ekonomiska politiken och den underliggande ekonomin föl- jer kopplat till graden av persistens. Om tex. en ekonomi drabbas av en permanent negativ chock som medför högre utgifter så kommer effekten av de automatiska stabilisato- rerna på de offentliga finanserna att permanentas under det att diskretionära utgiftsökningar lättare kan anpassas till den nya ekonomiska situationen. Om nedgången var kortvarig skulle istället diskretionära utgiftsökningar få en mer lång- siktig effekt på det offentliga sparandet, vilket i sin tur med- för att hushållens förväntade inkomstprofiler förändras och därmed även hushållens sparande. Slutsatsen blir därmed att persistensen i ekonomiska chocker relativt ekonomisk poli- tik avgör på vilket sätt automatiska stabilisatorer och diskre- tionär finanspolitik påverkar det privata sparandet. 
  
 En stabiliseringspolitik baserad på automatiska stabilisatorer påverkar troligen förväntningarna om det offentliga sparan- det annorlunda än en politik baserad på diskretionära åtgär- der. Som Giavazzi m.fl. (2000) visar tycks försämringar i det offentliga sparandet vid normala konjunkturnedgångar på- verka det privata sparandet negativt, vilket ligger i linje med 
  
 24  
 Gali (1994) samt Fatas och Mihov (1999) ger stöd för de automatiska stabilisatorernas stabiliserande effekt. Rhodes och Cochran (1999) ,Taylor och Follette (2000) samt Giavazzi m. fl. (2000) finner stöd för att aktiv finanspolitik har effekter på aktivitetsni- vån. 
 39 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 den keynesianska ansatsen. Samtidigt tycks denna effekt vara liten eller positiv vid svåra konjunkturnedgångar. Genom att diskretionära åtgärder är mindre förutsägbara än automatiska stabilisatorer skulle därmed hushållen vara mindre benägna att diskontera stabiliseringspolitiska åtgärder. Därmed bör det privata sparandet öka mindre i ett system med automa- tiska stabilisatorer vid en normal konjunkturnedgång, vilket då skulle få en stabiliserande effekt på den privata konsum- tionen och därmed även på ekonomin. Samtidigt kan möjli- gen sparandet öka mer vid en stor konjunkturnedgång, då den förväntade försämringen av statsfinanserna blir mindre. 
  
 De olika systemen ger troligtvis olika inkomstfördelningsef- fekter. Då den marginella konsumtionsbenägenheten kan skilja sig mellan olika inkomstgrupper kan därmed effekten på det privata sparandet skilja sig mellan systemen. 
  
 Potentiellt finns alltså skillnader i stabiliseringspolitisk effekt mellan ett system som bygger på automatiska stabilisatorer jäm- fört med ett system med en tonvikt på aktiv stabiliseringspolitik. Huruvida dessa skillnader är empiriskt relevanta är dock oklart. 
 40 
 7 Slutsatser 
 Denna studie studerar de offentliga finansernas konjunkturkäns- lighet i Sverige samt vad denna konjunkturkänslighet kan inne- bära för ett framtida medlemskap i EMU. Studien pekar på att den observerade konjunkturkänsligheten dels beror på stora au- tomatiska stabilisatorer (i en internationell jämförelse) men även på att en kontracyklisk aktiv finanspolitik har förts. När det gäll- er en eventuell konflikt mellan den stora konjunkturkänsligheten och Stabilitets- och tillväxtpakten (SGP) fokuserar vi på de au- tomatiska stabilisatorerna samt den aktiva arbetsmarknadspoliti- Mcgee, då övriga aktiva finanspolitiska åtgärder tycks fördelas mer slumpmässigt över konjunkturcykeln. 
 Utifrån ett antal ackumulerade störningar i BNP som har drabbat små europeiska  
 OECD-länder 
  konstruerar vi sedan störningar som kan tänkas drabba den svenska ekonomin. Ge- nom att kombinera dessa störningar med den beräknade kon- junkturkänsligheten kan vi därmed beräkna effekten på det of- fentliga sparandet av olika störningar och jämföra med de krav som SGP ställer. Analysen visar att vid en liten balanserad stör- ning  
 (-3 
  procent i ackumulerad BNP) är det troligt att de auto- matiska stabilisatorerna och den aktiva arbetsmarknadspolitiken kan tillåtas verka fullt ut om det offentliga sparandet initialt är i balans. Vid en större störning  
 (-5 
  procent i ackumulerad BNP) krävs ett initialt överskott i det offentliga sparandet på 2 procent för att de automatiska stabilisatorerna och den aktiva arbets- marknadspolitiken ska kunna tillåtas verka fullt ut. Om det me- delfristiga målet på 2 procents överskott i de offentliga finanser- na verkligen efterföljs skulle därmed risken för en konflikt mel- lan en normal svensk stabiliseringspolitik och SGP vara relativt små. 
 Slutligen diskuterar vi fördelar med en stabiliseringspolitik som bygger på starka automatiska stabilisatorer jämfört med en politik där en aktiv finanspolitik spelar en större roll. I en eko- nomi som drabbas av efterfrågestörningar finns uppenbara fördelar med automatiska stabilisatorer. Samtidigt kan starka 
 41 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 delar med automatiska stabilisatorer. Samtidigt kan starka auto- matiska stabilisatorer leda till stora underskott i det offentliga sparandet om ekonomin drabbas av en negativ utbudsstörning. En slutsats kan därmed vara att starka automatiska stabilisatorer är önskvärda på kort sikt, men att en beredskap på längre sikt bör finnas för att anpassa den aktiva finanspolitiken till nya ut- budsförhållanden. 
 42 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 8 Referenser 
  
 - 
  
 Ross, Parks och Cochran, Williams (1995). Fiscal Expansions and Ad- justments in OECD Countries, Economic Policy. 
  
 - 
  
 Ross, Parks och Ardagna, S (1998). Tales of Fiscal Adjust- ment, Economic Policy. 
  
 - 
  
 Morgan, T. (1997).  Fiscal Policy in the EMU and Outside, Swedish Economic Policy Review 4. 
  
 - 
  
 Rhodes, O. (2000). Commentary on: The Automatic Fiscal Stabilizers: Parks, FRBNY Eco- nomic Policy Review. 
  
 - 
  
 Rhodes, Baker och Cochran, Williams (1999). An Empirical Charac- terization of the Dynamic Effects of Changes in Gov- ernment Spendings and Taxes on Output, NBER WP 7269. 
  
 - 
  
 Braconier, H. (2000a). Utgiftstak och konjunkturkänslighet i de offentliga utgifterna, i Utvärdering och Vidareut- veckling av Budgetprocessen (SOU 2000:61). 
  
 - 
  
 (2000:b). Public Pension Systems and the Cyclical Sensitivity of Public Finances in the Nordic Countries, TemaNord 2000:554. 
  
 - 
  
 Braconier, Baker och Holden, S. (1999). The Public Budget Bal- ance – Fiscal Indiactors and Cyclical Sensitivity in the Nordic Countries, TemaNord 1999:575. 
  
 - 
  
 (2001). Orozco Policy, mimeo IUI. 
  
 - 
  
 Cohen, D. och Follette, G. (2000). The Automatic Fiscal Sta- bilizers: Parks, FRBNY Economic Policy Review. 
  
 - 
  
 European Commission (2000). Public Finances in EMU – 2000, European Commission  
  
 ECFIN/339/00-EN. 
  
 - 
  
 Fatas , A. och Mihov, I. (1998). Measuring the Effects of Fis- cal Policy, mimeo INSEAD. 
  
 43 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 - 
  
 Sanders, J. (1994). Government size and macroeconomic stability. European Economic Review 38,  
  
 117-132. 
  
 - 
  
 Giavazzi, Nelson, Ross, T. och M. Pagano (2000). Searching for 
  
 Non-linear 
  Effects of Fiscal Policy: Evidence from In- dustrial and Developing Countries, European Economic Review 44:7. 
  
 - 
  
 Scott, Lynch och Schwartz, H. (2000).Trends in Swedish Public Finances – Past and Future, Sveriges Riksbank Eco- nomic Review 4. 
  
 - 
  
 Van den Hernandez (2000). The Size and Role of Automatic Fis- cal Stabilizers in the 1990s and Beyond, OECD WP 230. 
  
 - 
  
 SOU 2000:61 (2000). Utvärdering och vidareutveckling av budgetprocessen 
  
 . 
  
 44 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 Appendix 1 
 Dekomponeringsmetoden 
 Om vi t.ex. kopplar direkta skatter till skattebasen hushållens inkomster före skatt, så kan den genomsnittliga skattesatsen år  
 t  
 definieras som 
  
 (1)  
  
 t 
 D 
 , 
 t  
 =  
  
 T 
 D 
 , 
 t  
  
 I  
 H  
 , 
 t  
 , 
  
 där  
 T 
  
 D 
  
 , 
  
 t  
 är direkta skatter och  
 I  
  
 H  
  
 , 
  
 t  
 är hushållens inkomst före skatt. Vad gäller intäkterna antar vi att skatterna är proportionel- la mot sina skattebaser om finanspolitiken är oförändrad. Där- med blir den inducerade förändringen i de direkta skatterna 
  
 (2)  
 T  
 I  
  
 =  
 t I  
 . 
  
 D 
 , 
 t D 
 , 
 t  
 1  
 H  
 , 
 t 
 Utifrån (2) kan sedan den diskretionära förändringen i direkta skatter på beräknas residualt som 
  
 (3)  
  
 T 
 D 
 D 
  
 , 
 t  
 =  
  
 T 
 t  
 T 
 D 
 I  
  
 , 
 t  
 . 
  
 Vi kan på samma sätt beräkna den inducerade förändringen i de andra inkomstposterna, vilket ger den totala inducerade föränd- ringen i primära inkomster 
  
 (4) T 
  
 I 
 t  
 =  
  
 t 
 D,t-1 
 Inc 
 t  
 + t  
  
 S,t-1 
 WL 
 t  
 +  
  
 t 
 I,t-1 
 C 
 t  
 +  
  
 t 
 O,t-1 
 Y 
 t 
 45 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 där den inducerade förändringen i inkomster beror på den nomi- nella tillväxten i skattebaserna. Den diskretionära förändringen i intäkterna definieras residualt som 
  
 (5) 
  
 T 
  
 D 
  
 t  
 = T 
 t  
 - T 
 I 
  
 t 
  
 Vad gäller de primära utgifterna förutom arbetslöshetsersätt- ningen definieras utgiftsandelen som 
  
 (6) 
  
 g 
 O,t  
 = G 
 O,t  
 /Y 
  
 T 
 t 
 där G 
 Ot  
 är de primära utgifterna exklusive arbetslöshetsersätt- ning och Y 
 T 
  
 t  
 är  
 trend-BNP. 
  Givet g 
 O,t  
 beräknas sedan den indu- cerade förändringen i de primära utgifterna exklusive arbetslös- hetsersättning som 
  
 (6) 
  
 G 
  
 I 
 O,t  
  
 g 
 O,t-1 
 Y 
  
 T 
 t 
  
 Vad gäller arbetslöshetsersättning, beräknas den implicita ersätt- ningsparametern som andel av BNP (g 
 U,t 
 ) som 
  
 (7) 
  
 g 
 U,t  
 U 
 t  
 = G 
 U,t 
 /Y 
  
 T 
 t 
 där U 
 t  
 är arbetslösheten i procent av arbetskraften och Green,t  
 är utgifter på arbetslöshetsersättning. Den inducerade förändringen beräknas som 
  
 (8) 
  
 G 
  
 I 
 U,t  
  
 g 
 U,t-1 
 (U 
 t  
 Y 
  
 T 
 t 
 ) 
  
 Total inducerad förändring i de primära utgifterna blir 
  
 (9) 
  
 G 
  
 I 
 t  
 = G 
  
 I 
 O,t  
 + G 
  
 I 
 U,t 
 46 
  
 Bilaga 1 
  
 SOU 2001:62 
  
 Den totala diskretionära förändringen definieras residualt 
  
 (10) 
  
 G 
  
 D 
  
 t  
 = G 
 t  
 – G 
 I 
  
 t 
  
 Vi definierar det totala budgetsaldot som 
  
 (11) 
  
 B = S - iD = T - G - iD 
  
 där D är nettoskulden, i är den nominella räntan och primärsaldot är S = T - G. Förändringen i totalsaldot blir 
  
 (12) 
  
 B 
  
 t  
  
 =  
 S  
 D  
  
 t  
  
 +  
 S  
 I  
  
 t  
  
 ( 
 i D 
 ) 
  
 t  
  
 , 
  
 (där S 
 j  
 = T 
 j 
 - G 
 j 
 , j = D,I, är den del av primärsaldot som be- ror på diskretionära och inducerade förändringar). 
 Den diskretionära förändringen i saldot som andel av BNP blir 
  
 B  
 D 
  
 S  
 D 
  
 T  
 D  
 G  
 D 
  
 (13)  
  
 = 
  
 t 
  
 = 
  
 t 
  
 t 
  
 Y 
 t  
 1 
  
 Y  
 t 
  
 Y 
 t  
 1 
  
 Den inducerade förändringen i saldot beräknas residualt som 
 47 
  
 SOU 2001:62 
  
 Bilaga 1 
  
 B  
 I 
  
 (14)  
  
 Y  
 t 
  
 = 
  
 B B  
  
 D 
  
 Y  
 t  
 Y  
 t 
  
 Stiliserade simuleringar 
 I samtliga tre störningar antas real BNP falla med 1 procent jäm- fört med referensfallet, samtidigt som alla priser antas vara kon- stanta. I samtliga störningar antas att: 
  
 Inkomsten före skatt samt lönesumman är konstanta som andel av BNP, dvs. faller i samma utsträckning som real BNP. 
  
 Elasticiteten i utgifter för arbetslöshet med avseende på BNP är  
  
 –0.5 
  (van den Hernandez, 2000). 
 Skillnaden mellan de tre störningarna gäller effekten på privat konsumtion och därmed indirekta skatteintäkter: 
  
 Balanserad störning – Konsumtionen är konstant som andel av BNP. 
  
 Konsumtionsstörning – Konsumtionen faller motsvarande 1 procent av BNP, dvs. 0.01*BNP/konsumtion. 
  
 Exportstörning – Exporten faller motsvarande 1 procent av BNP, dvs. den privata konsumtionen är oförändrad. 
  
 Se Braconier och Holden (1999) för en mer utförlig diskussion. 
 48