Kan en Phillipskurva med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet förklara inflationen i Sverige?

Transkript

1 NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitetet Examensarbete C Författare: Märta Almgren Handledare: Anders Forslund Vårterminen 2017 Kan en Phillipskurva med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet förklara inflationen i Sverige?

2 Sammanfattning Under senare år har såväl forskare som centralbanker observerat att sambandet mellan inflation och arbetslöshet förfaller försvagat. Två uppmärksammade förklaringar till det försvagade sambandet är att inflationsförväntningar blivit förankrade vid centralbankers inflationsmål samt att korttidsarbetslöshet har en större betydelse för lönebildning än total arbetslöshet. Ball och Mazumder (2014) kombinerar dessa förklaringar och finner att en Phillipskurva med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet bättre förklarar inflationen i amerikansk ekonomi än en traditionell Phillipskurva mellan 2000K1-2014K3. På basis av data för viktad medianinflation från Riksbanken och arbetslöshet från Statistiska centralbyrån visar denna studie att Ball och Mazumders (2014) resultat inte kan replikeras på svensk ekonomi. Resultatet indikerar att inflationsförväntningarna i Sverige inte är helt förankrade samtidigt som gruppen korttidsarbetslösa endast har en marginellt större betydelse än total arbetslöshet för inflationen. Detta kan tänkas bero på att förtroendet för Riksbankens inflationsmål minskat och på att arbetsmarknadspolitiska åtgärder gör att även gruppen långtidsarbetslösa har betydelse för lönebildningen i Sverige. Nyckelord: Sverige, phillipskurvan, inflation, förankrade inflationsförväntningar, inflationsmålet, korttidsarbetslöshet, NAIRU

3 1. Inledning Bakgrund Den traditionella Phillipskurvan Senare empiriska studier Översikt Ball och Mazumder (2014) Inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet i Sverige Inflationsförväntningar Korttidsarbetslöshet Metod Estimeringsperiod Mått på inflation Definition av korttids- och långtidsarbetslöshet Specifikationer BM:s föreslagna modell BM:s specifikationer för mer traditionella Phillipskurvor Jämförelse av resultat Databeskrivning Inflation Arbetslöshet Resultat Sammanfattning BM:s modell på Sverige Ger total arbetslöshet ett bättre resultat? Ger bakåtblickande inflationsförväntningar ett bättre resultat? Ger en traditionell Phillipskurva ett bättre resultat än BM:s föreslagna modell? Diskussion - varför fungerar inte BM:s modell för Sverige? Antagandet om förankrade inflationsförväntningar Vad fångar korttidsarbetslösheten? Konstant NAIRU? Har sambandet mellan inflation och arbetslöshet försvagats efter finanskrisen? Slutsats Referenser Appendix Härledning av BM:s föreslagna specifikation BM:s resultat för ekvation (6) Korttids- NAIRU Scatterplots för viktad medianinflation och korttidsarbetslöshet... 35

4 1. Inledning Enligt Phillipskurvan finns en kortsiktig avvägning mellan inflation och arbetslöshet. Under senare år har dock flera nationalekonomer och centralbanker observerat att sambandet förefaller försvagat (e.g. IMF, 2013; Laseen och Sanjani, 2016; Gordon, 2013; Bernanke, 2010). Under finanskrisen steg arbetslösheten markant i många länder medan inflationen endast sjönk i begränsad omfattning. Fenomenet har benämnts som den saknade disinflationen. En av de vanligare förklaringarna till det försvagade sambandet är att inflationsförväntningar blivit förankrade vid centralbankers uttalade inflationsmål (IMF, 2013; Coibon och Gorodnichenko, 2015; Ball och Mazumder, 2011). I sin traditionella form utgår Phillipskurvan från att inflationsförväntningar baseras på historisk inflation, vilket ger ett accelererande samband mellan förändringen av inflation och arbetslöshet. Under de senaste två decennierna har centralbanker i flera länder satt ett explicit mål för inflationen, vilket enligt forskarna förankrat inflationsförväntningarna vid detta mål. Följdeffekten blir att Phillipskurvans samband gäller faktisk inflation och arbetslöshet snarare än förändrad inflation och arbetslöshet. Den faktiska inflationen blir då mindre volatil. En annan uppmärksammad förklaring är att främst korttidsarbetslöshet, snarare än total arbetslöshet, sätter press på löner och priser (Krueger et al., 2014; Kocherlakota, 2010; IMF, 2013). Phillipskurvan ger ett samband mellan inflation och total arbetslöshet men enligt teorin har långtidsarbetslösa en sämre anknytningsgrad till arbetsmarknaden och är mindre attraktiva ur ett anställningsperspektiv. Detta innebär att korttidsarbetslösheten spelar större roll vid löne- och prisbildning. Under finanskrisen steg långtidsarbetslösheten mer än korttidsarbetslösheten i flera av de drabbade länderna, vilket skulle kunna förklara varför inflationen inte föll mer än den faktiskt gjorde. Ball och Mazumder (2014) tar fasta på dessa förklaringar och testar om en Phillipskurva med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet bättre förklarar utfallen i amerikansk ekonomi jämfört med en traditionell version av Phillipskurvan. Resultatet visar att en parameterisering med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet ger en betydligt bättre förklaringsgrad än en traditionell Phillipskurva både före och efter finanskrisen. Ball och Mazumder drar därför slutsatsen att Phillipskurvan bör specificeras på 1

5 ett nytt sätt, där inflationsförväntningar approximeras av centralbankers uttalade inflationsmål och arbetslöshet endast utgörs av korttidsarbetslöshet. Om slutsatserna i Ball och Mazumders studie är allmängiltiga har det implikationer för ekonomisk praktik. En ny specifikation av Phillipskurvan innebär att nya parametrar måste beaktas för att på ett tillförlitligt sätt kunna analysera sambandet mellan arbetslöshet och inflation. Den potentiellt stora praktiska betydelsen av Ball och Mazumders resultat påkallar fler empiriska studier som undersöker om den föreslagna parameteriseringen kan verifieras under andra regulatoriska och institutionella kontexter än den amerikanska. Mot bakgrund av detta undersöker denna studie om en Phillipskurva med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet kan verifieras även för svensk ekonomi. Sverige har ett antal likheter med USA. Båda länderna har avreglerade finansmarknader och en oberoende centralbank med ett uttalat inflationsmål. Sverige är dock en liten öppen ekonomi till skillnad från USA. Arbetsmarknaden är även mer reglerad med en stark organiserad process mellan arbetsgivare och fackförbund samtidigt som arbetsmarknadspolitiken är mer omfattande. Denna studie visar att Ball och Mazumders föreslagna Phillipskurva inte kan verifieras för svensk ekonomi. Korttidsarbetslösheten verkar endast ha ett marginellt högre förklaringsvärde för inflationen än total arbetslöshet. Förankrade inflationsförväntningar ger inte heller en bättre förklaring till inflationens utveckling än bakåtblickande inflationsförväntningar. Resultaten visar sig även parameterinstabila och Ball och Mazumders ansats att skapa en modell som överbryggar perioderna före och efter finanskrisen fungerar inte för Sverige. Resterande del av studien är strukturerad enligt följande. Avsnitt 2 redogör för teorin om Phillipskurvan och senare empiriska studier med speciellt fokus på Ball och Mazumders studie. Avsnitt 3 ger en beskrivning av data som används i undersökningen och avsnitt 4 redogör för empirisk metod. I avsnitt 5 presenteras undersökningens resultat och avsnitt 6 diskuteras resultaten. Slutsatserna av resultat och diskussion summeras i avsnitt 7. 2

6 2. Bakgrund 2.1 Den traditionella Phillipskurvan Phillips (1958) presenterade en banbrytande studie utförd på brittisk ekonomi mellan åren som visade på ett negativt samband mellan löner och arbetslöshet. Samuelson och Solow (1960) modifierade Phillips samband till att gälla inflation och arbetslöshet. Enligt Samuelson och Solow kunde högre löner i praktiken översättas till högre inflation. Sambandet gällde därmed även för inflation och arbetslöshet. Samuelson och Solows föreslagna samband blev en etablerad ekonomisk modell för avvägningen mellan inflation och arbetslöshet som fick namnet Phillipskurvan. Under senare delen av 1960-talet började Phillipskurvan att ifrågasättas i samband med att flera länder drabbades av stagflation: hög arbetslöshet åtföljdes i motsats till Phillipskurvans prediktioner av hög inflation. Bland annat Friedman (1968), Phelps (1967) och Lucas och Rapping (1969) kritiserade tidigare modeller av Phillipskurvan för att inte tillräckligt gjort skillnad mellan nominella och reala faktorer. Kritiken mynnade ut i en teori om att arbetslösheten på lång sikt konvergerar mot en naturlig jämviktsnivå kallad NRU (Natural Rate of Unemployment). Nivån för NRU bestämdes enligt förespråkarna av reala faktorer såsom effektivitet på arbetsmarknaden men var oberoende av nominella faktorer som inflation. Begreppet NRU utvecklades senare av Tobin et al. (1980) till NAIRU (Non Accelerating Inflation Rate of Unemployment): en långsiktig jämvikt för arbetslöshetsnivån som inte leder till accelererande inflation. NAIRU blev ett etablerat koncept och ersatte Friedmans NRU i modellen. Friedman (1968) införde även inflationsförväntningar till Phillipskurvan. Enligt Friedman justerades lönerna på lång sikt med hänsyn till den förväntade inflationen eftersom arbetare kräver en bibehållen real köpkraft. Phillipskurvan modifierades därmed till ett samband mellan förändring av inflation och arbetslöshetens avvikelse från jämvikt. Denna version av Phillipskurvan fick namnet den förväntansutvidgade Phillipskurvan och är den modell som avses vid hänvisning till en traditionell Phillipskurva. Enligt Friedman kunde inflationsförväntningarna väl approximeras av historisk inflation. 3

7 Den förväntansutvidgade Phillipskurvan formuleras enligt följande (Svensson, 2015): π = π + α(u u ) + ε, α < 0 (1) där π är den faktiska inflationen i tidsperiod t, π är den förväntade inflationen i tidsperiod t, u arbetslöshetstalet och u den långsiktiga jämviktsnivån för arbetslösheten (NAIRU), ε en felterm med ett väntevärde på noll (E[ε ] = 0) och α är en negativ parameter. Vidare visade Friedman att Phillipskurvan endast existerar på kort sikt eftersom att inflationsförväntningarna på lång sikt är lika med inflationen och arbetslösheten befinner sig på sin naturliga jämviktsnivå: π = π (2) u = u (3) Detta resulterar i en helt vertikal Phillipskurva vid u = u, där arbetslösheten inte har något samband med inflationen. Friedman påpekade dock att om den faktiska inflationen inte sammanfaller med inflationsförväntningarna på lång sikt får kurvan en negativ lutning. Den förväntansutvidgade Phillipskurvan har senare förgrenats i två versioner beroende på hur inflationsförväntningarna modelleras. Lucas (1972) kritiserade Friedmans teori om bakåtblickande inflationsförväntningar och menade att inflationsförväntningarna snarare var framåtblickande. Detta ledde fram till den Nykeynesianska Phillipskurvan. Den Nykeynesianska Phillipskurvan behandlas dock inte vidare i denna studie eftersom Ball och Mazumder (2014) fokuserar på den Neoklassiska Phillipkurvan, där inflationsförväntningarna i enlighet med Friedmans teori antas bakåtblickande. Den Neoklassiska Phillipskurvan kan skrivas som: π π = α(u u ) + ε, α < 0 (4) där π är den faktiska inflationen i tidsperiod t, π är inflationsförväntningarna baserad på historisk inflation, u arbetslöshetstalet och u är nivån för NAIRU, ε en felterm med ett väntevärde på noll (E[ε ] = 0) och α är en negativ parameter. 4

8 2.2 Senare empiriska studier Översikt Den förväntansutvidgade Phillipskurvan har legat till grund för senare forskning om sambandet mellan inflation och arbetslöshet. Enligt Stock och Watson (2010) har modellen väl kunnat förklara inflationen sedan 1960-talet. Efter finanskrisen började dock modellen att ifrågasättas. Under finanskrisen steg arbetslösheten steg snabbt i flera drabbade länder utan att detta gav något motsvarande fall i inflationen. Flera förklaringar till fenomenet har presenterats, däribland att stelhet i nominella löner och priser samt globalisering bidragit till ett försvagat samband mellan arbetslöshet och inflationen (Christiano et al., 2015; Ihrig et al., 2010; Bianchi och Civelli, 2013). Två teorier som rönt relativt mycket uppmärksamhet gäller förankrade inflationsförväntningar och att korttidsarbetslöshet har större betydelse än långtidsarbetslöshet för löne- och prisbildning. Teorin om förankrade inflationsförväntningar existerade redan innan finanskrisens utbrott (e.g Williams, 2006; Mikshin, 2007). Enligt teorin approximeras inte inflationsförväntningarna av historisk eller framtida information, utan på centralbankers uttalade inflationsmål. Detta ger ett icke-accelererande samband mellan arbetslöshet och inflation. 1 Efter finanskrisen har teorin fått mer uppmärksamhet och flera studier har pekat på att den kan förklara det försvagade sambandet (Kohn, 2010; IMF, 2013; Rusticelli et al., 2015). Även teorin om att korttidsarbetslöshet har större betydelse än långtidsarbetslöshet för lönebildning går längre tillbaka i tiden än finanskrisen (e.g. Nickell, 1987; Manning, 1994; Llaudes, 2005). Förklaringen till att enbart korttidsarbetslösa är relevanta vid lönesättning är att långtidsarbetslösa förlorat anknytning till arbetsmarknaden och har ett lägre humankapital jämfört med sysselsatta och nyblivet arbetslösa och därmed är mindre attraktiva ur ett anställningsperspektiv (e.g. Pissarides, 1992; Ljungkvist och Sargent, 1998). 1 Enligt teorin agerar förankrade inflationsförväntningar som ett slags sänke då den faktiska inflationen ligger över inflationsmålet eftersom inflationsförväntningarna inte baseras på historisk inflation. På motsvarande sätt agerar förankrade inflationsförväntningar som ett flöte då inflationen ligger under målet. 5

9 2.2.2 Ball och Mazumder (2014) Ball och Mazumder (2014), hädanefter benämnda BM, testar en ny parameterisering av Phillipskurvan utifrån teorierna om förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshetens betydelse. BM ersätter variabeln för inflationsförväntningar i Phillipskurvan med en konstant (eftersom inflationsförväntningarna antas förankrade) och parametern för total arbetslöshet med korttidsarbetslöshet. BM menar att inflationsförväntningarna i USA kan antas förankrade vid den amerikanska centralbankens Federal Reserves inflationsmål genom att hänvisa till skattningar av inflationsförväntningar av undersökningsföretaget Survey of Professional Forecasters (SPF). Vidare menar BM att teorin om att korttidsarbetslöshetens större betydelse för löne- och prissättning skulle kunna förklara den saknade disinflationen efter finanskrisen Korttidsarbetslösheten steg mindre än långtidsarbetslösheten i USA efter krisen och återhämtade sig även snabbare. BM finner att deras föreslagna parameterisering ger en betydligt bättre förklaring till inflationsutfallet i USA än en mer traditionell Phillipskurva. Resultatet är även parameterstabilt med avseende på en brytpunkt kring Således drar BM slutsatsen att en Phillipskurva med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet fungerar bättre än en traditionell Phillipskurva med bakåtblickande inflationsförväntningar och total arbetslöshet både före och efter finanskrisen. Resultaten visar sig även stabilt när analysen utökas bakåt till 1985K1. För denna längre period överges dock antagandet att inflationsförväntningarna är förankrade. 2.3 Inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet i Sverige Inflationsförväntningar Riksbanken har liksom Federal Reserve ett uttalat inflationsmål på två procent som infördes Huruvida inflationsförväntningarna i Sverige är förankrade vid målet är dock ett omdebatterat ämne. Skattningar av undersökningsföretaget TNS Sifo Prospera (hädanefter Prospera) och Konjunkturinstitutet visar på olika resultat och det är inte självklart vilken undersökning som är bäst eller mest relevant i detta sammanhang. Prospera har till uppgift av Riksbanken att på månadsbasis skatta inflationsförväntningarna på ett, två och fem års sikt. Undersökningen sker genom telefonintervjuer med 50 parter på arbetsmarknaden, 50 aktörer 6

10 på penningmarknaden och 150 inköpschefer. Inflationsförväntningarna från Prospera redovisas i Figur 1 nedan. Figur 1 Inflationsförväntningar från Prospera 2000K1-2014K3 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 Kvartal InNlationsmålet Förväntningar 1 år Förväntningar 2 år Förväntningar 5 år Källa: TNS Sifo Prospera Enligt Svensson (2015) tyder Prosperas skattningar på att inflationsförväntningarna på tvåoch fem års sikt, vilka enligt Svensson är de relevanta för Phillipskurvan, legat förankrade vid Riksbankens inflationsmål under hela 2000-talet. Svensson menar också att Prosperas skattningar har större betydelse för lönebildning och inflation än Konjunkturinstitutets undersökningar eftersom Prospera tillfrågar ett urval av arbetsmarknadens parter. Konjunkturinstitutets skattningar av företagens inflationsförväntningar på ett års sikt ligger lägre än de som Prospera presenterar. Enligt Flodén (2012) borde skattningarna av företagens inflationsförväntningar på ett års sikt av Konjunkturinstutet ha större betydelse för lönebildningen och inflationen än Prosperas skattningar eftersom de visat sig mer korrekta för att förutspå den nominella löneökningstakten i Sverige. Konjunkturinstitutets skattningar görs genom en enkätundersökning för 5000 högt uppsatta chefer i privata företag. Inflationsförväntningarna för företagen på ett års sikt från Konjunkturinstitutet redovisas i Figur 2. 7

11 Figur 2 - Konjunkturinstitutets inflationsförväntningar för företag på ett års sikt 3 2,5 2 1,5 1 Förväntingar 1 år - företag InNlationsmålet 0,5 0 Kvartal Källa: Konjunkturinstitutet Korttidsarbetslöshet När finanskrisen drabbade Sverige under början av steg arbetslösheten markant vilket illustreras i Figur 3 nedan. Den totala arbetslösheten steg från 6,5 procent till 8,8 procent under loppet av en tvåårsperiod, där uppgången främst bestod i ett ökat antal långtidsarbetslösa. Långtidsarbetslösheten steg med cirka 1,4 procentenheter mellan andra kvartalet 2008 och tredje kvartalet 2009 (då den totala arbetslösheten toppade) medan korttidsarbetslösheten endast ökade med 0,9 procentenheter. Korttidsarbetslösheten återhämtade sig också snabbare än långtidsarbetslösheten efter krisen. Arbetslöshetens utveckling följde därmed mönstret som skådades i USA, även om arbetslösheten steg mer och skillnaden mellan lång- respektive korttidsarbetslöshetens utveckling var mer tydlig i amerikansk ekonomi. Sammantaget kan man säga att USA gick från en situation med låg långtidsarbetslöshet till en med hög medan Sverige gick från en situation med relativt hög långtidsarbetslöshet till en något högre. 2 SCB m.fl definierar ofta finanskrisens början från hösten Enligt SCB:s arbetskraftsundersökningar började dock arbetslösheten trendmässigt att stiga från april Därför utgår denna studie från att krisen drabbade Sverige från andra kvartalet

12 Figur 3 - Total, långtids- och korttidsarbetslöshetens utveckling 2000K1-2014K3 Källa: Statistiska centralbyrån 9

13 3. Metod 3.1 Estimeringsperiod BM utgår från kvartalsdata för tidsperioden 2000K1-2014K3 i sin studie. För att testa om den föreslagna parameteriseringen är robust för finanskrisens effekter görs en analytisk uppdelning av perioden i form av före/efter krisen. BM definierar perioden före krisen som 2000K1-2007K4 och perioden efter krisen som 2008K1-2014K3. I en senare del av studien utökar BM analysen bakåt till 1985K1. Denna del replikeras inte i här. För jämförbarhet med BM:s resultat utgår även denna studie från tidsperioden 2000K1-2014K3. Finanskrisen drabbade dock Sverige med en viss fördröjning i förhållande till USA. Enligt data från SCB:s arbetskraftsundersökning (AKU) började arbetslösheten trendmässigt att stiga från 2008K2 i Sverige. Därför definieras perioden före finanskrisen som 2000K1-2008K1 och perioden efter krisen som 2008K2-2014K3. Perioden före krisen innehåller därmed ett kvartal mer än i BM:s studie, medan perioden efter krisen innehåller ett kvartal mindre Mått på inflation BM redovisar sina resultat med inflationen mätt som viktad medianinflation och CPIX. Både viktad medianinflation och CPIX är mått på underliggande inflation, där det senare måttet ungefär motsvarar KPIX exklusive livsmedel- och energipriser i Sverige. BM:s resultat är robusta oavsett för vilket av måtten som används, men förklaringsgraden blir högre då inflationen mäts som viktad medianinflation. BM argumenterar för att viktad medianinflation är bättre än andra underliggande mått på inflation eftersom det mer effektivt sorterar bort tillfälliga störningar och prisförändringar i ekonomin. Detta har även fått stöd i annan litteratur (e.g. Smith, 2004). Mot bakgrund av detta använder denna studie endast viktad medianinflation som mått på inflation och BM:s resultat för CPIX diskuteras inte vidare. 3.3 Definition av korttids- och långtidsarbetslöshet BM definierar korttidsarbetslöshet som arbetslöshet mindre än 27 veckor, och långtidsarbetslöshet som 27 veckor eller mer. Denna uppdelning görs även av SCB i Sverige vid redovisning av arbetslöshetstidens längd. 3 Resultaten är robusta för att definiera perioderna före/efter krisen som BM. 10

14 3.4 Specifikationer BM:s föreslagna modell BM applicerar antagandena om förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshetens överlägsna betydelse för löne- och prisbildning genom att modifiera en traditionell förväntansutvidgad Phillipskurva. Inflationsförväntningarna (π ) ersätts med en konstant och skrivs som (π ). Termen för total arbetslöshet (u) modifieras till en term för enbart korttidsarbetslöshet (u ). Därmed blir även termen för NAIRU (u ) till korttidsarbetslöshets-nairu (u ). Vidare antar BM att korttidsarbetslösheten är laggad fyra kvartal gentemot inflationen. Utifrån detta specificerar BM en ny version av Phillipskurvan enligt följande: π = π + α u u + ε (5) där π är den faktiska inflationen i tidsperiod t, π är en konstanten för inflationsförväntningarna, u är korttidsarbetslöshet och u korttidsarbetslöshets-nairu. Vidare gör BM ett antagande om att korttidsarbetslöshet-nairu (u ) är konstant för den undersökta tidsperioden och att koefficienterna för de fyra laggarna för korttidsarbetslösheten är lika. Med dessa två antaganden förenklas ekvation (5) till: π = + αu + ε (6) där π är den faktiska inflationen i tidsperiod t, är ett intercept som inrymmer konstanten för inflationsförväntingarna (π ) och korttidsarbetslöshets-nairu (u ) och u är den genomsnittliga arbetslösheten för de fyra föregående kvartalen. BM:s härledning av ekvation (6) från ekvation (5) är något summarisk och i Appendix finns en mer detaljerad härledning BM:s specifikationer för mer traditionella Phillipskurvor För att undersöka om den föreslagna specifikationen enligt ekvation (6) är bättre än en traditionell Phillipkurva skalar BM stegvis tillbaka sin modell mot en specifikation med bakåtblickande inflationsförväntningar och total arbetslöshet. I ett första steg jämförs resultatet för ekvation (6) med en specifikation där inflationsförväntningarna antas förankrade medan arbetslösheten utgörs av total arbetslöshet (u) istället för korttidsarbetslöshet (u ). Denna specifikation skrivs som: π = + αu + ε (7) 11

15 där inrymmer konstanta inflationsförväntningar och totalarbetslöshets-nairu och u är genomsnittlig total arbetslöshet under de fyra föregående kvartalen. Som andra jämförelse utgår BM från parameteriseringen med korttidsarbetslöshet från ekvation (6) men antar istället att inflationsförväntningarna approximeras av historisk inflation. Den historiska inflationen utgörs av inflationen under de fyra föregående kvartalen och här gör BM liksom för arbetslösheten ett antagande om att koefficienterna på laggarna är lika. Denna specifikation skrivs som: π = (π + π + π + π ) + αu + ε (8) där endast utgörs av korttidsarbetslöshets-nairu, π + π + π + π är den likaviktade inflationen under de fyra föregående kvartalen och u är den genomsnittliga korttidsarbetslösheten för de fyra föregående kvartalen. I ett sista steg specificerar BM en version av en traditionella Neoklassisk Phillipskurva där inflationsförväntningarna approximeras av historisk inflation och arbetslösheten utgörs av total arbetslöshet. Denna specifikation skrivs som: π = (π + π + π + π ) + αu + ε (9) där utgörs av totalarbetslöshets-nairu, π + π + π + π är den likaviktade inflationen under de fyra föregående kvartalen och u är den genomsnittliga totala arbetslösheten under de fyra föregående kvartalen. BM:s fyra modeller sammanfattas i Figur 4 nedan. 12

16 Figur 4 Sammanfattning av BM:s fyra modeller Förankrade inflationsförväntningar Bakåtblickande inflationsförväntningar Korttidsarbets löshet π = + αu + ε, (6) π = π + π + π + π + αu + ε, 8 Total arbetslöshet π = + αu + ε, (7) π = π + π + π + π + αu + ε, (9) BM testar modellerna genom regressionsanalys enligt minsta-kvadrat metoden och vid estimering av specifikation (8) och (9) flyttas termen för inflationsförväntningarna över till vänsterled (eftersom koefficienterna för laggarna på inflationen summerar till ett). För att undersöka om koefficienten för arbetslösheten är stabil före/efter finanskrisen gör BM ett Wald-test. I enlighet med BM tillämpar även denna studie regressionsanalys enligt minstakvadratmetoden men för testa parameterstabilitet utförs ett Chow-test. Till skillnad från ett Wald-test antar dock Chow-testet att brytpunkten för parameterinstabilitet är specificerad. Brytpunkten i denna studie specificeras som 2008K1/2008K2. Både Wald- och Chow-test ger ett p-värde för nollhypotesen att koefficienten är oförändrad mellan de två tidsperioderna och är såtillvida jämförbara. 3.5 Jämförelse av resultat För att testa om BM:s föreslagna modell kan verifieras för Sverige jämförs resultaten för specifikation (6) med resultatet för specifikation (6) i BM. BM:s resultat för specifikation (6) redovisas i Tabell A1 i Appendix. För undersöka om BM:s föreslagna modell ger ett bättre resultat än en mer traditionell Phillipskurva jämförs sedan resultatet för specifikation (6) med specifikation (7), (8) och (9) för Sverige. BM utvärderar sina resultat genom att jämföra justerad förklaringsgrad, lutningskoefficienten för arbetslösheten, p-värdet för Wald-testet mellan modellerna. Därför används även justerad förklaringsgrad, lutningskoefficienten för arbetslösheten och p-värdet för Chow-test som 13

17 utvärderande mått i denna studie. För att testa om koefficienten för arbetslöshet signifikant skiljer sig från BM:s resultat och mellan modellerna tillämpas ett klassiskt t-test. 14

18 4. Databeskrivning 4.1 Inflation Som mått på underliggande inflation används, i enlighet med BM, viktad medianinflation. I Sverige beräknas viktad medianinflation på månadsbasis av Riksbanken utifrån SCB:s serie för konsumentprisindex (KPI). Omräkningen till kvartal görs genom att beräkna tre månaders genomsnitt för den viktade medianinflationen (Riksbanken redovisar måttet som förändringen i årstakt på månadsbasis). Måttet för viktad medianinflation konstrueras genom att rangordna undergrupperna i KPI med tillhörande vikter efter hur hög prisökningstakt respektive grupp uppvisar. Sedan exkluderas 49,5 procent av de högsta respektive lägsta prisförändringstakterna varje månad. Återstående blir endast en procent av KPI:s totala viktsumma, vilket också är det som utgör den viktade medianinflationen vid tidpunkten t. Figur 5 visar hur viktad medianinflation fallit ut i förhållande till KPI under den studerade tidsperioden. 5 Figur 5 - Viktad medianinflation och KPI i Sverige 2000K1-2014K KPI Viktad medianinnla tion Kvartal Källa: Riksbanken och Statistiska centralbyrån. 15

19 4.2 Arbetslöshet Data för arbetslösheten bygger på Arbetskraftsundersökningarna (AKU) från Statistiska centralbyrån. 4 Undersökningen genomförs på månadsbasis genom telefonintervjuer med ett representativt urval av cirka personer i åldern år, där varje person intervjuas sammanlagt åtta gånger under en tvåårsperiod. SCB redovisar AKU på både månads- och kvartalsbasis och det är den kvartalsvisa redovisningen som används i denna studie. Arbetslöshetsdefinitionen i AKU är att man varit utan arbete under en specificerad referensvecka, men sökt arbete under referensveckan och tre veckor bakåt. Man ska även kunnat arbeta under referensveckan eller haft möjlighet att börja arbeta inom 14 dagar från referensveckans slut. Man definieras också som arbetslös om man fått ett arbete som börjar inom tre månader men haft möjlighet att börja arbeta under referensveckan eller 14 dagar från referensveckans slut. Definitionen av sysselsatt är att man arbetat avlönat minst en timme under referensveckan eller att man har en anställning trots att man av någon anledning inte arbetat. Även personer som deltar i vissa arbetsmarknadspolitiska program definieras som sysselsatta. AKU har ändrat mätmetod två gånger under den studerade tidsperioden. Från 2005K2 övergick metoden till en EU-harmoniserad standard, vilket innebar att svenska personer sysselsatta eller arbetssökande i utlandet började inkluderas i undersökningen. Från 2007K3 anpassades metoden till FN organet ILO:s rekommendationer, vilket innebar att även studenter började ingå i arbetskraften om studenten sökt och kunnat arbeta. SCB redovisar länkade serier som korrigerar för dessa två tidsseriebrott, där den nya mätmetoden applicerats på data bakåt i tiden. 5 Således ingår både arbetande och arbetssökande utomlands och studenter i data för denna studie. SCB redovisar inte hur många av de tillfrågade som är arbetssökande i utlandet eller studerar, vilket gör att dessa två grupper inte kan elimineras från underlaget. Detta hade varit önskvärt då sysselsatta och arbetssökande i utlandet torde ha mindre betydelse för löne- och prisbildning än inhemskt arbetssökande i Sverige. Att studenter ingår i undersökningen leder även till en större säsongsvariation mellan kvartalen, 4 Även Arbetsförmedlingen gör mätningar för arbetslöshet och arbetslöshetstidens längd. Eftersom att AKU är en större urvalsundersökning och utgör den officiella arbetslöshetstalet i Sverige används dock enbart data från AKU i denna studie. 5 Länkningen har endast skett för åldersgruppen år, varför denna studie utgår från denna åldersgrupp. Det officiella arbetslöshetstalet i Sverige bygger på åldersgruppen år, men skillnaderna i arbetslöshet mellan grupperna torde vara relativt små. 16

20 då fler studenter söker jobb under sommarmånaderna. 6 Detta problem korrigeras dock genom att samtliga specifikationer i BM tillämpar ett fyra kvartals glidande medelvärde för arbetslösheten. 6 SCB redovisar ej säsongsrensad data för de länkade serierna. 17

21 5. Resultat 5.1 Sammanfattning Resultaten för BM:s fyra specifikationer sammanfattas i Figur 6 nedan. BM:s föreslagna specifikation (6) ger en påtagligt dålig förklaring av inflationens utveckling i Sverige under perioden 2000K1-2014K3. Resultatet skiljer sig dock mellan före och efter finanskrisen. Mellan 2000K1-2008K1, då arbetslösheten var relativt låg i Sverige, ger modellen en godtagbar förklaringsgrad. Efter krisen (och därmed för hela intervallet) har modellen däremot ett mycket begränsat förklaringsvärde. Tvärtom modellerar den mer klassiska versionen av Phillipskurvan enligt specifikation (8) marginellt bättre inflationens utveckling under den studerade perioden. Sammantaget visar resultaten på ett något starkare negativt samband mellan korttidsarbetslöshet och inflation än mellan total arbetslöshet och inflation. Den justerade förklaringsgraden höjs dock endast marginellt i modellerna när arbetslösheten parameteriseras av korttidsarbetslöshet. Resultaten ger också en viss indikation på att inflationsförväntningarna bättre modelleras som bakåtblickande än förankrade i Sverige. Sammantaget kan BM:s resultat inte replikeras på svenska data. Figur 6 Sammanfattning av resultat för BM:s fyra specifikationer Förankrade inflationsförväntningar Bakåtblickande inflationsförväntningar (6) (8) Korttidsarbetslöset α = -0,59*** α = -0,45*** Justerad R 2 = 0,12 Justerad R 2 = 0,14 (7) (9) Total arbetslöshet α = -0,24 *** α = -0,14** Justerad R 2 = 0,10 Justerad R 2 = 0, BM:s modell på Sverige Tabell 1 redovisar resultatet för BM:s föreslagna specifikation (6). För den undersökta perioden fungerar den föreslagna modellen betydligt sämre på svensk ekonomi än vad BM visar för amerikansk ekonomi. Den justerade förklaringsgraden på 0,12 är avsevärt lägre än BM:s på 0,81. Sambandet mellan korttidsarbetslöshet och inflation är även svagare i Sverige än i USA (lutningskoefficienten på -0,59 är signifikant flackare än BM:s lutningskoefficient på -0,98). 18

22 Tabell 1 - Resultat för BM:s föreslagna modell med förankrade inflationsförväntningar och korttidarbetslöshet enligt specifikation (6). 2000K1-2008K1 2008K2-2014K3 2000K1-2014K3 ϕ 7,261*** 3,877 4,282*** (0,976) (2,111) (0,937) α -1,329*** -0,455-0,589*** (0,222) (0,427) (0,190) Justerad R 2 0,521 0,005 0,115 Stabilitetstest 0,001 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. Före finanskrisen verkar modellen fungera bättre. Den justerade förklaringsgraden på 0,52 ligger nära BM:s förklaringsgrad på 0,57 för samma period. Sambandet mellan korttidsarbetslöshet och inflation är också lika starkt i Sverige som i USA (lutningkoefficienten på -1,33 är statistiskt sett inte skild från BM:s lutningskoefficient på -0,96). Efter krisen imploderar modellen, sambandet mellan korttidsarbetslöshet och inflation upphör och förklaringsgraden försvinner. Detta står i stark kontrast till BM:s resultat som får en högre förklaringsgrad och oförändrad lutningkoefficient efter krisen. P- värdet för Chow-test på 0,00 bekräftar parameterinstabilitet när modellen och BM:s ambition att skapa en modell som överbrygger perioden före/efter finanskrisen fungerar därmed inte för Sverige. BM:s resultat för den föreslagna modellen kan alltså inte replikeras på svensk ekonomi. Både förklaringsgrad och samband är betydligt svagare än vad BM presenterar. Om detta beror på om inflationsförväntningarna inte kan antas förankrade, eller på om korttidsarbetslöshet inte har större betydelse än total arbetslöshet återstår att se. 5.3 Ger total arbetslöshet ett bättre resultat? Resultaten för specifikation (7) presenteras i Tabell 2. När variabeln för korttidsarbetslöshet skalas tillbaka till total arbetslöshet försämras den justerade förklaringsgraden i modellen marginellt. Vidare är sambandet mellan total arbetslöshet och inflation signifikant svagare än sambandet mellan korttidsarbetslöshet och inflation (koefficienten för total arbetslöshet på - 0,24 är signifikant skild från koefficienten för korttidsarbetslösheten på -0,59). 19

23 Tabell 2 - Resultat för specifikation med förankrade inflationsförväntningar och total arbetslöshet enligt specifikation (7). 2000K1-2008K1 2008K2-2014K3 2000K1-2014K3 ϕ 5,285*** 6,192*** 3,169*** (0,799) (1,314) (0,542) α -0,627*** -0,581** -0,236*** (0,145) (0,167) (0,085) Justerad R 2 0,412 0,317 0,104 Stabilitetstest 0,000 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. Innan finanskrisen fungerar modellen med total arbetslöshet något sämre än modellen med korttidsarbetslöshet. Efter krisen gäller dock det omvända. Total arbetslöshet visar ett signifikant negativt samband med inflationen, vilket inte korttidsarbetslösheten gör. Den justerade förklaringsgraden uppgår till 0,32 vilket är betydligt bättre än förklaringsgraden på 0,01 i BM:s föreslagna specifikation. Trots en tillsynes stabil koefficient för total arbetslöshet mellan före och efter krisen är p-värdet för ett Chow-test 0,00. Således är även denna modell parameterinstabil. Sammantaget implicerar resultaten av specifikation (7) att korttidsarbetslöshet endast har ett marginellt högre förklaringsvärde för inflationen. Sambandet mellan korttidsarbetslöshet och inflation är något starkare än dito för total arbetslöshet, men skillnaden är relativt liten. Detta indikerar att långtidsarbetslösa har en mer likartad betydelse för inflationen som korttidsarbetslösa i Sverige. 5.4 Ger bakåtblickande inflationsförväntningar ett bättre resultat? När förankrade inflationsförväntningar skalas tillbaka till bakåtblickande inflationsförväntningar men arbetslösheten fortfarande parameteriseras med korttidsarbetslöshet i enlighet med specifikation (8) så stiger den justerade förklaringsgraden marginellt, från 0,12 till 0,14, vilket framgår i Tabell 3. Vidare är lutningskoefficienten även statistiskt sett oförändrad gentemot lutningskoefficienten i specifikation (6). 20

24 Tabell 3 - Resultat för specifikation med bakåtblickande inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet enligt specifikation (8). 2000K1-2008K1 2008K2-2014K3 2000K1-2014K3 ϕ 0,974 3,250*** 2,054*** (1,080) (1,018) (0,649) α -0,195-0,695*** -0,446*** (0,246) (0,207) (0,140) Justerad R 2-0,012 0,290 0,136 Stabilitetstest 0,315 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. Före finanskrisen ger en modellering med förankrade inflationsförväntningar enligt BM:s föreslagna parameterisering ett betydligt bättre resultat än med bakåtblickande inflationsförväntningar. Både förklaringsgrad och samband försvinner då inflationsförväntningarna modelleras som bakåtblickande. Efter krisen tillför bakåtblickande inflationsförväntningar däremot både justerad förklaringsgrad och samband, förklaringsgraden stiger till 0,29 samtidigt som lutningskoefficienten blir signifikant. P- värdet för Chow-test är dock 0,32, vilket innebär koefficienten för korttidsarbetslöshet är stabil mellan före och efter krisen. Sammantaget indikerar resultatet för specifikation (8) att inflationsförväntningarna bättre modelleras som tillbakablickande än förankrade för hela undersökningsperioden. Dock verkar inflationsförväntningarna ha varit mer förankrade i början av undersökningsperioden, för att efter krisen bli mer tillbakablickande. 5.5 Ger en traditionell Phillipskurva ett bättre resultat än BM:s föreslagna modell? Resultatet för en specifikation (9) med bakåtblickande inflationsförväntningar och total arbetslöshet presenteras i Tabell 4. Denna traditionella specifikation ger ett något sämre resultat än de andra modellerna. Den justerade förklaringsgraden är marginellt lägre och lutningskoefficienten är signifikant svagare än för BM:s föreslagna modell. 21

25 Tabell 4 - Resultat för specifikation med bakåtblickande inflationsförväntningar och total arbetslöshet enligt specifikation (9). 2000K1-2008K1 2008K2-2014K3 2000K1-2014K3 ϕ -0,229 2,201*** 0,985** (0,804) (0,776) (0,418) α 0,057-0,303*** -0,144** (0,131) (0,099) (0,060) Justerad R 2-0,026 0,245 0,075 Stabilitetstest 0,101 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. För perioden före finanskrisen ger modellen analogt med specifikation (8) en betydligt sämre förklaringsgrad än BM:s föreslagna parameterisering. Efter krisen stiger förklaringsgraden samtidigt som lutningskoefficienten blir signifikant på -0,30. Detta stärker uppfattningen om att inflationsförväntningarna var mer förankrade i början av undersökningsperioden än under den senare delen. Den justerade förklaringsgraden blir för perioden efter krisen dock lägre jämfört med specifikation (8) då inflationsförväntningarna är bakåtblickande men arbetslösheten modelleras av korttidsarbetslöshet. Detta går i linje med att korttidsarbetslösheten har en marginellt större betydelse, vilket framkom vid jämförelse av specifikation (6) och (7). Vad gäller inflationsförväntningarna är dock resultatet för specifikation (9) något motstridigt i förhållande till tidigare resultat. Specifikation (8) med bakåtblickande inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet ger en högre förklaringsgrad än specifikation (6) med förankrade inflationsförväntningar och korttidsarbetslöshet. Det betyder således att bakåtblickande inflationsförväntningar ger en något högre förklaringsgrad. Däremot har inte specifikation (9) högre förklaringsgrad än specifikation (7), där båda antar total arbetslöshet men specifikation (9) bakåtblickande inflationsförväntningar. 22

26 6. Diskussion - varför fungerar inte BM:s modell för Sverige? Det finns flera tänkbara skäl till att det inte går att replikera BM:s resultat för Sverige. En förklaring kan vara att modellens antaganden inte är uppfyllda för Sverige, något som diskuteras i detalj i detta avsnitt. En annan tänkbar förklaring är att undersökningen är behäftad med mätproblem, vilket också undersöks närmare. Vidare kan det vara så att den amerikanska kontexten skiljer sig relativt mycket från den svenska särskilt avseende utvecklingen av kort- och långtidsarbetslöshet sedan finanskrisen. Till sist diskuteras här också om det är så att sambandet mellan inflation och arbetslöshet har utvecklats olika i de två länderna. 6.1 Antagandet om förankrade inflationsförväntningar Resultaten i denna studie indikerar att inflationsförväntningarna förefaller mindre förankrade vid inflationsmålet i Sverige jämfört med USA. Resultaten pekar på att inflationsförväntningarna var förankrade under början av 2000-talet men att de sedermera blivit mer baserade på historisk inflation. Detta går delvis i linje med skattningarna från både Konjunkturinstitutet och Prospera. Som visas i Figur 1 har även inflationsförväntningarna från Prospera blivit mer volatila efter Konjunkturinstitutets skattningar också legat klart under inflationsmålet efter 2007 vilket framgår av Figur 2. Förändringen mot mer bakåtblickande inflationsförväntningar kan ha att göra med att den faktiska inflationen legat under inflationsmålet större delen av den undersökta perioden. Att förlita sig på Riksbankens inflationsmål har bidragit till högre reallöner än vad arbetsmarknadens parter hade förväntat sig när de tecknade löneavtalen. Detta kan ha minskat förtroendet för inflationsmålet. Federal Reserve har varit mer framgångsrika än Riksbanken med att hålla inflationen på målet, varför trovärdigheten för inflationsmålet i USA skulle kunna vara högre än i Sverige. Detta kan vara en förklaring till att förankrade inflationsförväntningar kan verifieras för USA men inte för Sverige. 23

27 6.2 Vad fångar korttidsarbetslösheten? Huvudresultatet av denna studie är att korttidsarbetslöshet inte har avsevärt större betydelse för inflationen än total arbetslöshet. Detta trots att de som står närmare arbetsmarknaden rimligtvis är mer drivande för löneinflation/deflation än de som står långt ifrån arbetsmarknaden i Sverige (Konjunkturinstitutet, 2014). En förklaring till resultatet kan vara att gruppen korttidsarbetslösa som den definieras i denna studie är ett trubbigt mått på det som vi avser fånga. I SCB:s arbetskraftsundersökningar räknas man som sysselsatt även om man bara arbetar en timme i veckan. Gruppen korttidsarbetslösa kan därför omfatta en hel del personer som i praktiken har ganska svag anknytning till arbetsmarknaden och knappast är lönedrivande. Det kan handla om personer som är nära pensionsåldern och gått ned på deltid, människor med tillfälliga vikariat och liknande. Om man istället isolerade korttidsarbetslöshetstalet till vad som ibland kallas core workforce, dvs. människor mellan 25 och 54 år födda i Sverige, är det möjligt att resultatet skulle bli ett annat. Det är därför av intresse att undersöka om resultatet i BM:s modell förbättras av att byta ut korttidsarbetslösheten för hela arbetskraften mot korttidsarbetslösheten för core workforce. SCB redovisar korttidsarbetslöshet för inrikes födda i åldern år för perioden efter 2005K3. Därmed är det inte möjligt att studera om gruppen korttidsarbetslösheten för core workforce från 2000K1-2014K3 men för perioden 2006K2-2014K3. 7 För att jämföra om korttidsarbetslösheten för core workforce ger ett bättre resultat än korttidsarbetslösheten för hela arbetskraften (inrikes- och utrikes födda i åldern år) tillämpas BM:s modell enligt specifikation (6) först med korttidsarbetslösheten för hela arbetskraften under tidsperioden 2006K1-2014K3. Sedan upprepas regressionen, fast denna gång med korttidsarbetslösheten för core workforce. Tabell 5 presenterar resultatet för korttidsarbetslösa i hela arbetskraften år och Tabell 6 presenterar resultatet för korttidsarbetslösa, inrikes födda i åldern år för perioden 2005K2-2014K3. 7 Jämförelsen är heller inte möjlig från 2005K3 eftersom arbetslösheten i BM:s modell är laggad fyra kvartal. 24

28 Tabell 5 - Resultat för korttidsarbetslöshet för hela arbetskraften (inrikes- och utrikes födda, år) 2006K2-2008K1 2008K2-2014K3 2006K2-2014K3 ϕ 14,455** 5,602*** 5,943*** (5,801) (1,648) (1,504) α -2,646-0,810** -0,890*** (1,174) (0,339) (0,309) Justerad R 2 0,368 0,158 0,182 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. Tabell 6 - Resultat för korttidsarbetslöshet för core workforce (inrikes födda, år) 2006K2-2008K1 2008K2-2014K3 2006K2-2014K3 ϕ 5,425*** 3,731** 4,339*** (0,446) (1,441) (1,004) α -1,428*** -0,790-1,023*** (0,156) (0,553) (0,376) Justerad R 2 0,933 0,040 0,164 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. Resultaten i Tabell 5 och Tabell 6 visar att korttidsarbetslösheten för core workforce inte har en större betydelse än korttidsarbetslösheten för hela arbetskraften under den studerade perioden. Justerad förklaringsgrad blir istället något lägre och sambandet är inte statistikt starkare än för korttidsarbetslösa i hela arbetskraften (lutningskoefficienten på -1,02 är inte signifikant skild från lutningskoefficienten för korttidsarbetslösa på -0,89). För perioden innan krisen ger dock korttidsarbetslösheten för core workforce ett avsevärt mycket bättre resultat. Trots att resultatet för perioden före krisen bör tolkas med stor försiktighet då det endast innehåller åtta kvartal ger det en viss indikation på att korttidsarbetslösheten för core workforce hade större betydelse för inflationen före finanskrisen än efter. En potentiell förklaring till att korttidsarbetslöshet endast har en marginellt större betydelse än total arbetslöshet och till att korttidsarbetslösheten för core workforce inte har större betydelse än korttidsarbetslösheten för hela arbetskraften kan ha att göra med Sveriges förda arbetsmarknadspolitik. Exempelvis subventionerar staten arbetskostnaden för vissa utsatta grupper (såsom långtidsarbetslösa, nyanlända utrikesfödda, och unga/gamla personer) genom så kallade anställningsstöd. Stöden syftar till att få arbetsgivarna att vilja anställa personer i de utsatta grupperna till rådande löner, vilket gör att staten kan påverka sysselsättningen utan 25

29 att direkt ingripa i lönebildningen (Konjunkturinstitutet, 2014). Anställningsstöden kan exempelvis bestå i sänkta arbetsgivaravgifter för yngre personer eller instegs-/nystartsjobb för långtidsarbetslösa och nyanlända utrikes födda. Utöver anställningsstöden finns även andra arbetsmarknadspolitiska åtgärder som syftar till att öka utsatta gruppers anknytning på arbetsmarknaden. Sammantaget är det möjligt att dessa åtgärder gör att långtidsarbetslösa (och andra utsatta grupper) är med och konkurrerar om jobben på mer lika villkor som de korttidsarbetslösa. Detta torde även ha en effekt på lönebildningen, där långtidsarbetslösa får en mer likartad betydelse som de korttidsarbetslösa. Regeringsskiftet 2006 innebar en utvidgning av anställningsstöden och flera andra reformer på arbetsmarknadsområdet. Det är möjligt att reformerna är en bidragande faktor till det sämre resultatet för gruppen korttidsarbetslösa som syns i data efter 2008 samt till att korttidsarbetslösheten för core workforce verkar ha fått minskad betydelse i förhållande till korttidsarbetslösheten för hela arbetskraften efter 2008K Konstant NAIRU? BM gör två antaganden vid specificeringen av sina modeller. Det ena är att koefficienterna på laggarna för inflationen vid bakåtblickande inflationsförväntningar är likaviktade och det andra är att NAIRU varit konstant för den undersökta tidsperioden. Det finns ingen direkt anledning att tro att det första antagandet skulle vara mindre giltigt för Sverige än för USA. Däremot finns skäl att ifrågasätta antagandet om en konstant NAIRU för undersökningsperioden. Regeringens reformer på arbetsmarknadsområdet under 2007 kan enligt Forslund (2008) kan ha sänkt nivån för NAIRU. Samtidigt har Sverige under den studerade tidsperioden haft ett stort inflöde av utrikes födda, vilket potentiellt höjt NAIRU då denna grupp generellt har en sämre anknytning till arbetsmarknaden (Konjunkturinstitutet, 2014). Därmed är det relevant att undersöka om en varierande NAIRU höjer förklaringsgraden i BM:s modell. Med en varierande NAIRU kan BM:s modell skrivas som: π = + αu u + ε (10) där nu endast fångar inflationsförväntningarna, u avvikelse från korttids-nairu. u är korttidsarbetslöshetens 26

30 Med denna modifikation skattar lutningskoefficienten istället sambandet mellan inflation och korttidsarbetslöshetens avvikelse från korttidsarbetslöshets-nairu, vilket gör att den inte är direkt jämförbar med koefficienten i BM:s modell. Måttet av intresse är därmed förklaringsgraden. Korttidarbetslöshet-NAIRU beräknas genom att applicera ett Hodrick- Prescott filter (utjämningsparameter 1600) på serien för korttidsarbetslöshet. 8 9 Denna metod används även av BM i den senare delen av studien då analysen utökas bakåt till 1985K1. Resultatet för BM:s modell med modifikationen att NAIRU tillåts variera presenteras i Tabell 7. Tabell 7 - Resultat för BM:s föreslagna modell då korttidsarbetslöshets-nairu tillåts variera. 2000K1-2014K3 ϕ 1,542*** (0,084) α -0,317*** (0,071) Justerad R 2 0,232 Not: Standardfel presenteras i parentes. *p<0,10; **p<0,05; och ***p<0,01. Med en varierande korttids-nairu höjs förklaringsgraden i BM:s föreslagna modell från 0,12 till 0,23. Detta är en klar förbättring av resultatet, men den justerade förklaringsgraden är fortfarande inte i närheten av den som BM presenterar. Ett intressant bi-resultat är att interceptet i modellen (som nu endast består av inflationsförväntningarna) är 1,54. Detta ger stöd för att inflationsförväntningarna inte varit förankrade under den studerade tidsperioden. 6.4 Har sambandet mellan inflation och arbetslöshet försvagats efter finanskrisen? Sambandet mellan inflation och arbetslöshet är relativt starkt i perioden före krisen oavsett om korttids eller total arbetslöshet används som variabel. Efter krisen förefaller sambandet nästan obefintligt enligt resultatet av regressionsanalysen, vilket också blir tydligt i plottade data för inflation och korttidsarbetslöshet i Figurerna A2, A3 och A4 i Appendix. Perioden 8 Hodrick-Prescott filtret med utjämningparameter 1600 är en etablerad metod för att beräkna NAIRU. Filtret syftar till att eliminera den cykliska trenden och få fram den underliggande utvecklingen i en tidsserie (Blouin, 2007). Beräkningen av NAIRU med HP-filtret startar 1998K1 och löper fram till år 2016K4 i syfte att korrigera för ändpunktproblemen behäftade med HP-filtreringen. 9 Figur A1 i Appendix visar hur beräknad NAIRU förhåller sig till nivån för korttidsarbetslösheten under tidsperioden. 27