Faktorer bakom hushållens sparande En ekonometrisk analys av hushållens sparbeteende i sju europeiska länder

NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet C-uppsats Författare: Henrik Larsson, Erik Mogren Handledare: Lennart Berg HT 2005 Faktorer bakom hushållens sparande En ekonometrisk analys av hushållens sparbeteende i sju europeiska länder

Sammandrag I uppsatsen söker vi orsakerna till hushållens sparbeteende. Detta görs genom en komparativ undersökning avseende sju europeiska länder. Vi använder en utvidgad livscykelmodell för att bestämma nio olika förklaringsfaktorer till hushållens sparbeteende. En modell specificeras som testas med poolad tidsseriedata. Två skattningar genomförs, en som förklarar hushållens sparbeteende utifrån en gemensam funktion samt en som förklarar hushållens sparbeteende inom respektive land. Vi finner att förklaringsfaktorernas inverkan på sparkvoterna för de undersökta länderna skiljer sig åt. Hushållen i de undersökta länderna har ett sparbeteende som inte kan förklaras med en gemensam sparfunktion. Den använda livscykelmodellen förklarar sparandet väl för huvuddelen av de undersökta länderna, dock ej för Frankrike och Tyskland.

Innehållsförteckning 1. Inledning 1 1.1 Syfte 1 1.2 Metod 1 1.3 Avgränsning och disposition 2 2. Vad innebär sparbegreppet? 3 3. Teori 5 3.1.1 Livscykelmodellen 5 3.1.2 Förklaringsfaktorer från livscykelmodellen 7 3.2.1 Sparande under osäkerhet 8 3.2.2 Förklaringsfaktorer från sparande under osäkerhet 10 3.3.1 Ricardiansk ekvivalens 10 3.3.2 Förklaringsfaktor från ricardiansk ekvivalens 11 4. Data och variabler 12 4.1 Variabelförklaring 12 4.1.1 Demografi 12 4.1.2 Kredit 12 4.1.3 Offentligt sparande 14 4.1.4 Arbetslöshet 14 4.1.5 Inflation 14 4.1.6 Offentlig konsumtion 15 4.1.7 Ränta 15 4.1.8 Tillgångsvariabler 16 4.1.9 Tillväxt 16 4.2 Modellspecifikation 16 5. Ekonometriska resultat 18 5.1 Resultatanalys 19 6. Slutsatser 25 7. Appendix 27 8. Källförteckning 29

1. Inledning Uppsatsen behandlar hushållens sparande i ett europeiskt perspektiv. Detta görs med avseende på en period då två huvudsakliga trender i hushållens sparbeteende kunnat skönjas; dels avtagande sparkvoter för hushållen i en majoritet av de industrialiserade länderna, dels en tydlig konvergering av de europeiska sparkvoterna 1. I uppsatsen genomförs en komparativ analys av sju västeuropeiska länder med avseende på hushållens sparande. Vi använder oss av livscykelmodellen som grundläggande teori. Denna kompletteras med teoretiska avsnitt baserade på sparande under osäkerhet samt ricardianska effekter. Utifrån vår teoretiska ansats formulerar vi nio olika faktorer som skall påverka hushållens sparbeteende. Dessa faktorer operationaliseras till mätbara variabler i en ekonometrisk modell och estimeras. 1.1 Syfte Syftet med uppsatsen är att analysera hur hushållssparandet varierar i förhållande till de faktorer som vi specificerar i vår modell. I den komparativa undersökningen söker vi efter landsspecifika effekter och hur inverkan av de förklarande faktorerna skiljer sig mellan länderna. Analysen av erhållna resultat görs med hänsyn till de underliggande teorierna. Vi kommenterar de använda teoriernas hållfasthet, utifrån resultaten som givits av vår modell. 1.2 Metod För att analysera hushållens sparande utnyttjar vi ekonometrisk metod. Vi specificerar en sparekvation som vi sedan estimerar med hjälp av poolad estimering. En poolning är att föredra då vår undersökning är av komparativ karaktär och består av tidsseriedata såväl som tvärsnittsdata. Vidare ger denna metod möjligheten att analysera hur variablernas påverkan på respektive lands sparande skiljer sig mellan länderna samt även vilka genomsnittliga effekter som föreligger. Det datamaterial som ligger till grund för analysen har vi på egen hand insamlat från ett flertal databaser. 1 Se figur 1, s. 5 1

1.3 Avgränsning och disposition Uppsatsens tyngdpunkt ligger på att identifiera och beskriva effekter som framträder i den beräknade modellen. Begränsat utrymme finns för att söka förklaringar till dessa effekter. Tidsmässigt avgränsas undersökningen till perioden 1987 2004 och kvantitativt görs en begränsning till sju västeuropeiska länder 2. I urvalet av länder har vi sökt geografisk spridning inom europa. England, som var påtänkt att ingå i undersökningen, var vi tvungna att stryka på grund av alltför bristfälligt material. I kapitel två definierar och förklarar vi sparbegreppet. Den teoretiska grunden och variabelmotivering ges i kapitel 3. I kapitel 4 beskriver vi de ingående variablerna och formulerar en ekonometrisk modell. Resultaten presenteras i kapitel 5. Slutsatser ges av kapitel 6. 2 Finland, Frankrike, Holland, Italien, Sverige, Tyskland och Österrike. 2

2. Vad innebär sparbegreppet? För att kunna fördjupa sig i orsaker till, och faktorer bakom, hushållens sparande måste man först förstå innebörden av begreppet spara. Det finns en uppsjö av ansatser för att definiera sparandet, men varje ansats förefaller vara behäftad med åtminstone någon brist. Den som söker data för sparandet bör ha ett visst tålamod. Den idag dominerande metoden att skatta sparandet för hushållen i nationalräkenskaperna är genom att subtrahera den disponibla inkomsten med konsumtionsutgifterna. Detta förhållningssätt är standard i de flesta industrialiserade länder på nationell nivå. Det förekommer dock en del variationer i måtten, huvudsakligen vad gäller innebörden av begreppet disponibel inkomst. Ett närbesläktat mått kommer från den aggregerade ekonomiska statistik som amerikanska Bureau of economic analysis ger ut under benämningen National income and product accounts NIPA. I NIPA ges sparandet av inkomstflödet subtraherat med utgiftsflödet under en bestämd period. Huvudsaklig kritik som framförts mot de ovanstående måtten är att hushållens förmögenhetsutveckling hamnar i skymundan, samt att det är vanskligt att uppskatta inkomst och konsumtionsflöden. 3 I alternativa mått som förekommer för att uppskatta sparandet fokuserar man istället på nettoförändringen i hushållens förmögenhet under en bestämd tidsperiod. Denna definition skiljer sig från tidigare nämnda genom att avkastning på hushållens existerande tillgångar kommer att påverka sparandet i högre utsträckning. 4 Vår tolkning blir att det är viktigt att veta i vilket sammanhang man ska använda sparmåttet då man väljer vilket av de tillgängliga måtten man skall använda. Då vi gör en internationell jämförelse är vi i behov av en standardiserad och enhetlig sparkvot. Efter en del huvudbry har vi i den här uppsatsen bestämt oss för att använda datamaterial, angående sparkvoter, som finns tillgängliga via OECD. I de dataserier vi valt definieras sparkvoten på hushållsnivå enligt den vedertagna: Disponibel inkomst Konsumtionsutgifter Sparkvot= Disponibel inkomst Definitionen av disponibel inkomst och konsumtion görs enligt en standard som benämns SNA93/ESA95, denna standard har införts som norm i de flesta europeiska länder. Den disponibla inkomsten ges av hushållens förvärvsinkomst samt transfereringar. Skillnaden med 3 Gale & Sabelhaus (1999), s. 181-189 4 Poterba (1994), s. 3-10 3

SNA93/ESA95 jämfört med tidigare standarder är att avsättningen till avtalsbaserade pensionsförsäkringar betraktas som sparande. Konsumtionsutgifterna beräknas enligt uppgifter från nationalräkenskaperna. 5 Datamaterialet består av årliga noteringar för respektive land under tidsperioden 1987 2004 och grafiskt får sparkvoterna följande utseende: 25 Figur 1. Sparkvoternas utveckling 20 15 10 5 0-5 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Österrike Finland Frankrike Holland Italien Sverige Tyskland I början av den undersökta perioden föreligger stora divergenser mellan de undersökta ländernas sparkvoter. Mot slutet av perioden sker en tydlig konvergering av sparkvoterna. 5 Se http://www.oecd.org/document/34/0,2340,en_2825_32066506_33702242_1_1_1_1,00.html 4

3. Teori 3.1.1 Livscykelmodellen En av många teorier om hushållens konsumtion och sparande är den av Modigliani formulerade Livscykelmodellen. Denna modell utgör den huvudsakliga grunden för vår modellspecifikation. Ett flertal studier har hitintills gjorts av konsumtion och sparande över ett livscykelperspektiv med ekonometrisk metod. Livscykelmodellen förekommer första gången i skrift 1954, då formulerad av Brumberg och Modigliani. Därefter har Modigliani ett flertal gånger, med olika medförfattare, återkommit under årens lopp och reviderat och förfinat den ursprungliga modellen. Vi har främst läst in oss på artikeln, The life cycle hypothesis of saving, the demand for wealth and the supply of capital, publicerad 1966. Vi gör nedan inget anspråk på att i detalj förklara modellen, eller härleda den matematiskt. Syftet är att redovisa grundläggande förutsättningar för den fortsatta framställningen. Kärnan i livscykelmodellen är att hushållen, medvetet, strävar efter att maximera nyttan av den framtida konsumtionen genom att fördela konsumtionen över livscykeln. Livsinkomsten för individerna i hushållet fungerar som hushållets budgetrestrektion. Strävan efter att nyttomaximera, styr sedan hushållens beslut om konsumtion och sparande. 6 Modellen förutsätter att individen känner till sin livslängd och inser att förmågan att generera inkomster på egen hand inte kommer att sträcka sig hela livet ut. Individen kommer att få leva den sista perioden av sitt liv utan möjlighet att generera inkomster och all konsumtion efter pensionering kommer således innebära ett negativt sparande. För att kunna upprätthålla sin levnadsstandard under de icke arbetsföra åren måste individerna i hushållen därför i ett relativt tidigt stadium börja spara för sin ålderdom. 7 Hushållen planerar inte för att lämna över tillgångar till senare generationer i form av arv 8, följden av detta blir att hushållen skall konsumera samtliga tillgångar under livstiden för att optimera sin nytta. 9 I en stationär ekonomi, där populationen är konstant och ingen ekonomisk tillväxt förekommer, kommer det aggregerade sparandet att vara noll. Detta eftersom det sparande som den aktiva generationen bidrar med är lika stort som det kapital den icke aktiva generationen förbrukar. I en ekonomi där befolkningen är konstant men där en ökad produktivitet skapar ökade inkomster kommer det aggregerade sparandet vara positivt. Givet att de aktiva hushållen vill 6 Modigliani (1966), s. 162 7 Ibid, s. 163 8 Detta eftersom arven som individen erhåller och ger antas ta ut varandra i värde. 9 Modigliani (1966), s. 172 5

fördela sin välfärd över livet, innebär detta att de aktiva hushållen måste spara i en takt som innebär att deras kapitalackumulering överstiger den kapitalförbrukning som den icke aktiva generationen orsakar. Detta implicerar att en konstant tillväxttakt för inkomsterna kommer att leda till att sparandet, på aggregerad nivå, växer i en motsvarande takt som inkomsterna. 10 I hushållens budgetrestrektion ingår nuvärdet av hushållens förmögenhet. Konsumtionsbeslut tas baserat på nuvärdet av tillgångarna och förväntad återstående livstid, där tillgångarna utgörs av en prognos om storleken på den framtida arbetsinkomsten samt värdet på nettoförmögenheten. 11 Nuvärdet av individens livsinkomst vid åldern i kan utryckas som nettoförmögenheten samt nuvärdet av den förväntade disponibla inkomsten. Om vi antar att individen kännet till sin återstående livstid samt utgår från att tidspreferenserna och räntan är lika med noll, kan en enkel konsumtionsfunktion för individen formuleras på följande vis. 12 C t = N T Y t 1 T W t 1 där: N = Återstående tid med förvärvsinkomst T = Återstående förväntad livstid Y = Disponibel inkomst W = Förmögenhet Funktionen ovan beskriver individens årliga konsumtion. Kvoterna framför disponibel inkomst respektive förmögenhet, visar hur konsumtions-, och därmed sparbenägenheterna, varierar beroende på var i livscykeln individen befinner sig. Under de verksamma åren stiger sparbenägenheten, med avseende på inkomsten, i takt med att individen närmar sig pensionering. Efter pensionering blir förvärvsinkomsten noll och för återstående livstid konsumeras den ackumulerade nettoförmögenheten succesivt, varför sparandet blir negativt. Tillväxttrenden i hushållens inkomster följer vanligtvis åldersutvecklingen. Då urträde ur arbetskraften sker vid pensionering faller sparandet brant och blir negativt. Figur 2 illustrerar hushållens sparbeteende enligt livscykelmodellen. 13 10 Modigliani (1966), s. 167 11 Ibid s. 173 12 Uttrycket baseras på Ekvation (3.13) i Berg (1983), s. 50 13 Modigliani (1966), s. 170-173 6

Figur 2. Spartrenden över livscykeln. 14 3.1.2 Förklaringsfaktorer från livscykelmodellen Baserat på livscykelhypotesen kan vi motivera fem faktorer som bör ha en inverkan på sparandet: Demografi, kredittillgänglighet, ränta, tillgångsvärden samt ekonomisk tillväxt. Enligt föregående text har den arbetsföra befolkningen ett positivt sparande och den icke arbetsföra ett negativt, av detta drar vi slutsatsen att befolkningsstrukturen har en inverkan på det aggregerade hushållssparandet. En demografisk variabel som mäter förhållandet mellan antalet pensionärer och antalet förvärvsarbetande skall därför inkluderas i modellen. Även en variabel för kredittillgängligheten inkluderas i modellen. För att hushållen skall kunna maximera sin nytta enligt livscykelhypotesen, krävs att hushållen kan omfördela sin konsumtion över tiden. Detta möjliggörs av effektiva kreditmarknader. Möjligheterna till att erhålla krediter, och regelverken kring kreditmarknaderna kan därför förmodas ha inverkan på sparandet. För att illustrera ett exempel kan man tänka sig att potentiella husköpare avkrävs att lägga ett större belopp i kontantinsats för att få en kredit till husköpet. Detta skulle leda till att hushållen måste spara längre och i större omfattning för att kunna ha möjlighet att genomföra husköpet. Minskade kreditmöjligheter leder således till att hushållens sparkvot ökar. 15 14 Figur tagen från Mason (1998) 15 Poterba (1994), s. 6 7

Hushåll som planerar sin ekonomi långsiktigt kommer att påverkas av ränteförändringar. Ränteförändringar påverkar värdet på hushållens tillgångar, samt nettovärdet på de framtida inkomstflödena, således skall en räntevariabel inkluderas i modellen. Ränteförändringar ger upphov till substitutions- och inkomsteffekter. En höjning av räntan leder till att hushållen får ökade incitament till att öka sitt sparande och därigenom öka sin konsumtion under senare perioder genom substitutionseffekten. Detta eftersom priset på konsumtion i framtida perioder kan skrivas som 1/ 1 r n och därför sjunker med en apprecierande realränta. Inkomsteffekten av en räntehöjning leder till en ökad inkomst för hushållet givet att man har ett positivt nettosparande. Detta skulle innebära att hushållen med positivt nettosparande kan sänka sin sparkvot idag utan att nästföljande periods konsumtion drabbas 16. Enligt ekvation (1) ovan har storleken på hushållens tillgångar och avkastningen på dessa en betydelse för hushållens val mellan konsumtion och sparande. I modellen inkluderar vi därför variabler som svarar för värdeutvecklingen hos hushållens tillgångar. Vi har, likväl som andra har gjort före oss 17, konstaterat att de enda tillgångsvariablerna som är mätbara på ett godtagbart sätt är aktiepriser och fastighetspriser. Dessa två tillgångsslag, aktier och egna hem, utgör dock den absoluta huvuddelen av hushållens tillgångar. Vi är tror att dessa två tillgångsvariabler tillsammans, beskriver hushållens totala förmögenhetsutveckling på ett godtagbart sätt. Den ekonomiska tillväxten beskriver trenden i hushållens inkomstutveckling, denna trend är intressant ur ett livscykelperspektiv. Tidigare studier har funnit att det finns en hög korrelation mellan trenden i inkomstutvecklingen och den ekonomiska tillväxten 18. Dessa studier har antagit tillväxt i BNP som en proxy för inkomstutvecklingen. Det ligger i linje med den ekonomiska teorin att inkomstutvecklingen är beroende av tillväxten i ekonomin. 3.2.1 Sparande under osäkerhet Utöver tidigare nämnda förklaringsfaktorer till hushållens sparande, kan man anta att den osäkerhet som framtiden bär med sig påverkar hushållens sparbeteende. 19 Om ett hushåll strävar efter att uppnå ett jämnt konsumtionsflöde över livscykeln, men saknar information 16 Se valfri mikroekonomisk kurslitteratur för Inkomsteffekter och substitutionseffekter. 17 Se bl a riksbankens inflationsrapport, 2000:1 kap. 2, för en diskussion angående detta. 18 Se bla Barro (1989) och Gale (1999). 19 Med osäkerhet menar vi inte den osäkerhet som kan härröra från sparandet i sig, utan den som kommer av att morgondagens köpkraft kanske inte svarar mot dagens. 8

om framtida inkomstströmmar kommer sparandet att justeras efter vad hushållet har för förväntningar på den reala inkomstutvecklingen. 20 Exempelvis kan man tänka sig en tvåperiodsmodell där hushållets inkomst för period 1 är Y och inkomsten för period 2 är okänd. Då hushållet måste bestämma nivån på sparandet för period 1 innan de med säkerhet känner till inkomsten för period 2, kommer sparandet i period 1 bero på de förväntningar hushållet har på inkomsten för period 2. Ett hushåll som förväntar sig ökade inkomster kommer då att minska sitt sparande, medan ett hushåll med mer pessimistiska utsikter förväntas öka sitt sparande. 21 Dessa förväntningar bör präglas av mer eller mindre osäkerhet. De förväntningar en tjänsteman anställd i offentlig sektor har på inkomsterna för nästkommande period kan likna de förväntningar en egenanställd snickare har, dock bör den senare hysa en större osäkerhet på grund av en högre inkomstvariation. För snickarens del innebär denna inkomstvariation att inkomsten för period 2 antingen överstiger eller understiger den förväntade. Hur denna variation eller osäkerhet angående framtida inkomster påverkar sparandet har diskuterats av ett flertal teoretiker. Leeland har visat att sparandet beror positivt på en ökad osäkerhet, givet antaganden om riskaversion, och att ett hushåll således föredrar ett ökat planerat sparande i period 1 framför en oplanerad minskning av konsumtionen i period 2 22. Det sparande som kommer av den osäkerhet hushållen ställs inför beror alltså dels på variationen i inkomstutvecklingen, men också på den förväntade inflationen genom den effekt som prisförändringar utövar på hushållens köpkraft. Inflationsutvecklingen, och med den de förväntningar den skapar, förmodas påverka hushållens osäkerhetssparande på så sätt att en stigande inflation leder till en ökad variation i hushållens förväntade reala inkomst. Och om den nominella inkomsten är känd och baserad på en viss inflationstakt kommer köpkraften stärkas vid en inflationsnivå som understiger den förväntade och försvagas vid motsatt förhållande. 23 Den ökade variationen bör således, i likhet med diskussionen om inkomstosäkerheten ovan, leda till att sparandet pressas uppåt. Hur känsliga hushållens sparande är för denna osäkerhet kan tänkas variera i förhållande till den välfärd samhället erbjuder. Ett samhälle med ett utbrett och skattefinansierat skyddsnät minskar osäkerheten för dess medborgare. 24 20 Berg (1983), s. 68-70 21 Ibid s. 68-75 22 Leeland (1968) 23 Howard (1978) 24 Berg (1984) s. 73 9

3.2.2 Förklaringsfaktorer från sparande under osäkerhet Av den teoretiska genomgången ovan kan vi sluta oss till att tre faktorer har en central betydelse för hushållens osäkerhetssparande; inkomstosäkerheten, inflationsförväntningarna samt välfärdsnivån. För att försöka kvantifiera dessa faktorers förhållande till sparandet utnyttjar vi arbetslöshet som ett mått över inkomstosäkerhet, konsumentprisindex för inflationen och offentlig konsumtion för välfärdsnivån. Vi har valt att utnyttja arbetslösheten som en proxy för inkomstosäkerhet. Arbetslösheten förväntas spegla det ekonomiska klimat som råder och därigenom ge en god bild av den osäkerhet som hushållens ställs inför; en låg arbetslöshetsnivå pressar lönerna uppåt, vilket leder till att osäkerheten kring framtida inkomster sjunker, och med den även sparandet. Vidare så innebär en låg arbetslöshet ett ökat förtroende för arbetsmarknaden vilket leder till att rädslan för att stå utan jobb minskar 25. När man tidigare har studerat hushållens förhållande till inflationen har utgångspunkten sällan varit att de reagerar på faktiska inflationsförhållanden utan snarare utifrån de inflationsförväntningar hushållen hyser. 26 Ett enkelt och förmodligen mycket träffande sätt att uppskatta dessa förväntningar är att utgå ifrån historiska värden, tanken är att hushållens saknar information om den rådande inflationstakten och baserar sina beslut i den innevarande perioden på föregående periods inflation. Förväntningarna kan då sägas vara adaptiva. För att mäta hur välfärden påverkar sparandet är vi intresserade av storleken på de transfereringar hushållen erhåller från staten genom välfärdssystemen. Enhetliga aggregerade mått för andelen av de respektive statsbudgeterna som går till hushållen i form av transfereringar genom välfärdssystem har dock inte gått att finna, varför vi utnyttjar offentliga konsumtionsutgifter som proxyvariabel för välfärdsnivån. Denna lösning har självklart vissa nackdelar; den offentliga konsumtionen inkluderar en rad utgifter som inte riktar sig mot hushållen, och som inte påverkar sparandet. Storleken på den offentliga sektorn och storleken på välfärdssystemen bör dock korrelera tillräckligt för att kunna utnyttjas som proxy. 3.3.1 Ricardiansk ekvivalens Synen på hushållens ekonomiska agerande vis á vis statens finanser har generellt betraktats som ett förhållande där hushållen endast sett till dagens inkomster och inte hur dessa påverkats av den ekonomiska politiken. Detta synsätt har tydligast märkts i den konjunkturpolitik som genom expansiva respektive kontraktiva åtgärder syftat till att styra 25 Häggström & Kinnwall (2001) s. 20 26 Howard (1978) 10

hushållens ekonomiska beteende. Hur dessa åtgärder finansierats och vilka framtida konsekvenser finansieringen fört med sig, har oftast inte antagits påverka dess utfall. 27 Hushållen har då inte ansetts vara av en framåtblickande och planerande natur, som i så många andra sammanhang, utan endast en statisk aktör som vid varje givet ögonblick mättat mun efter matsäck. Ett alternativt synsätt till förhållandet mellan hushållens och statens finanser har framförts av David Barro. Den ricardianska ekvivalensen, som Barros teori kommit att kallas, bygger på att ett starkt förhållande mellan de offentliga och privata utgifterna existerar, och att hushållen planerar sitt ekonomiska beteende utifrån deras förväntningar på statens agerande. Tanken är att om en expansiv finanspolitik förs, som innebär stora skattesänkningar och finansieras genom lånade medel, kommer hushållen inte att utnyttja ökningen i disponibel inkomst till konsumtion, eftersom hushållen känner till att den finansierats genom lån tolkar de ökningen i statsskulden som en framtida skattekostnad. Den effekt som således uppstår är att hushållen ökar sitt sparande i proportion till statens skuldsättning och de effekter som ofta förknippas med expansiva åtgärder uteblir. 28 Den ricardianska ekvivalensen är i princip en utvidgning av livscykelhypotesen och utgår således från att hushållen utjämnar sin konsumtion över tiden. Men huruvida hushållen reagerar på det sätt som skisserats ovan beror på om de värderar den ökade konsumtion som skattesänkningen möjliggör lika med den framtida skatteskuld som uppstår. En förutsättning för att så skall vara fallet är att hushållen inte är kreditransonerade. Olikartade kreditvillkor innebär att hushållen inte värderar konsumtion och skatteskuld lika, och om hushållen inte har fri tillgång till krediter har de ingen möjlighet att fullt ut justera sitt sparande efter den förda ekonomiska politiken 29. Intuitivt är detta rimligt, och nivån på samvariationen mellan hushållens och det offentligas sparande bör således också vara en funktion av kredittillgängligheten för hushållen. 3.3.2 Förklaringsfaktor från ricardiansk ekvivalens För att försöka avgöra huruvida hushållen följer ett ricardianskt sparbeteende och mäta hur starka de ricardianska effekterna är, utnyttjar vi det offentliga budgetsaldot. Budgetsaldot beskriver det offentliga sparandet och tanken är att det skall spegla hushållens förväntningar på den ekonomiska politiken, och därmed deras sparande. 27 Seater (1993) 28 Seater (1993) 29 Barro (1989), s. 43-44 11

4. Data och variabler För att analysera våra faktorers förhållande till sparandet, krävs ett omfattande datamaterial. Detta datamaterial visade sig, trots den stora mängd publika databaser som står till buds, vara mycket svårfångat. Varje variabel måste vara beräknad på ett sätt som är konsistent med den underliggande teorin; till exempel går det att finna data för hushållens sparande i ett otal varianter som alla följer olika definitioner. Då vi även avser att studera ett flertal länder uppstår ytterligare svårigheter då den data som utnyttjas för varje land måste vara beräknad efter samma principer och inte följa olikartade nationella definitioner. De tidsserier vi valt att utnyttja är till största delen hämtade från de databaser och publikationer som OECD 30 respektive IMF 31 tillhandahåller 32. Genom dessa två databaser har vi fått tillgång till sammanställd data från de studerade ländernas respektive nationella statistiska databaser. Tidsserierna är angivna i årsdata och sträcker sig över perioden 1987 2004, en gräns som snarare satts av ovan nämnda organisationer än av oss själva då datamaterialet visat sig vara påfallande bristfälligt för tiden före 1987. Vidare så är alla tidsserier beräknade i fasta priser, om inget annat anges, och mäts på aggregerad nivå. 4.1 Variabelförklaring 33 4.1.1 Demografi Det krävs 2 dataserier för att konstruera den demografiska variabeln. Data för antalet individer som är 65+ erhåller vi från OECD. Arbetskraften definieras som antalet individer i åldersspannet 18-65 som antingen har eller söker arbete, detta mått erhålles via IMF. De två dataserierna divideras och vi erhåller en kvot som mäter andelen pensionärer i förhållande till arbetskraften. För den demografiska variabeln förväntar vi oss att ett ökat värde leder till ett minskat sparande på aggregerad nivå. Det förväntade tecknet på parameterestimatet i modellen är således negativt. 4.1.2 Kredit Om det råder samstämmighet runt att kreditförhållandena har betydelse för att förklara hushållens sparande, så är förvirringen desto större kring hur kreditförhållandena för hushållen skall uppskattas i absoluta tal. Kreativiteten i tidigare undersökningar är stor när det 30 http://new.sourceoecd.org/ 31 http://www.imfstatistics.org/ 32 Komplettering har vid behov skett från respektive lands berörda databas. 33 I appendix 1 redovisas hur respektive variabel definieras. 12

gäller att hitta variabler som kan svara för kreditförhållandena i ekonometriska modeller. Då vi måste ha ett enhetligt mått för de olika länderna, som det dessutom finns data för över den undersökta perioden, är vi begränsade i vår kreativitet. Den vanligaste ansatsen är att uppskatta kreditförhållandena i termer av tillgängligheten till krediter. Tillgängligheten till krediter uppskattas i sin tur ofta som storleken på givna krediter. Som variabel för kredittillgänglighet använder vi ett mått som IMF tidigare använt i kvantitativa studier av sparandet 34. Måttet benämns Private credit by deposit money bank and other financial institutions to GDP och är ett kvotmått som beskriver mängden privata krediter i förhållande till BNP för respektive land. När vi plottar variabeln grafiskt finner vi dock stora avvikelser för några av länderna under enstaka år. Vi beräknar därför ett treårigt glidande medelvärde för serien. Som figur 3 nedan visar återstår brotten, om än i minskad omfattning. Vi har inte sökt förklaringen till dessa brott och vi kan därför inte bedöma vilken inverkan brotten kommer att ha på resultaten. 180 Figur 3. Kredittillgänglighet 160 140 120 100 80 60 40 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Österrike Finland Frankrike Holland Italien Sverige Tyskland För kreditvariabeln förväntar vi oss ett negativt parameterestimat, då en ökad tillgänglighet till krediter skall minska sparbenägenheten enligt underliggande teori. 34 Global imbalances: A saving and investment perspective (2005) 13

4.1.3 Offentligt sparande Utifrån den tidigare utsagan om ricardiansk ekvivalens så skall förändringar i det offentliga sparandet pareras med motsatta förändringar i hushållens sparande. Data för det offentliga sparandet har hämtats från OECD och mäts utifrån budgetsaldot. Budgetsaldot beräknas som de totala offentliga intäkterna minus de totala offentliga utgifterna. Budgetsaldot divideras med hushållens disponibla inkomst och en offentlig sparkvot erhålles. Som tidigare beskrivits hänger teorin om ricardiansk ekvivalens intimt samman med tillgängligheten på, och villkoren för kreditmarknaden. Under den period, och för de länder, som vår studie avser har kreditmarknaderna avreglerats i varierande grad, varför den proxyvariabel för kredittillgänglighet som utnyttjas kan vara intressant att studera i förhållande till parameterestimaten för det offentliga sparandet. Vi förväntar oss ett negativt förhållande mellan statens och hushållens sparande. Hur starkt detta förhållande visar sig vara kan då även tänkas bero på hur kredittillgängligheten för landet ifråga ter sig. 4.1.4 Arbetslöshet För att mäta hur sparandet varierar i förhållande till den osäkerhet som kommer av att de framtida inkomsterna inte är kända, har vi tidigare argumenterat för användandet av arbetslösheten som proxy för denna osäkerhet. De arbetslöshetsmått som utnyttjas för respektive land är alla hämtade från OECD och mäter antalet arbetslösa i förhållande till den totala arbetskraften. De två mått kvoten baseras på skiljer sig något åt mellan länderna, men överlag så gäller de endast för personer mellan 16-64 års ålder. Vidare så har de av OECD anpassats för att kunna jämföras över tiden. 35 Vi förväntar oss ett positivt tecken för denna variabel då en ökad inkomstosäkerhet skall leda till ett ökat sparande. 4.1.5 Inflation I syfte att mäta den effekt inflationsförväntningarna har på sparandet utnyttjar vi indexerade tidsserier över konsumentprisernas utveckling. Tidsserierna har hämtats från IMF och transformeras för att mäta den årliga procentuella prisförändringen. Vi laggar inflationsserien ett år i syfte att spegla de av modellen förutsatta adaptiva förväntningarna. Utifrån vår teoretiska genomgång förväntar vi oss ett positivt samband mellan inflationsförväntningarna och sparandet, vilket ska tolkas som att den ökade prisosäkerhet inflationen för med sig pressar hushållen sparande uppåt. 35 Se http://www.oecd.org/document/48/0,2340,en_2825_32066506_33702064_1_1_1_1,00.html 14

4.1.6 Offentlig konsumtion Vi utnyttjar respektive lands offentliga konsumtionsutgifter för att skatta förhållandet mellan välfärden och hushållssparandet. Dessa serier hämtas från OECD. Vi dividerar de offentliga konsumtionsutgifterna med hushållens disponibla inkomst och erhåller därmed en kvot som syftar till att spegla varje lands välfärdsnivå och denna kvot är således positivt korrelerad med välfärden. Figur 3 nedan visar hur denna kvot skiljer sig mellan länderna. Vi förväntar oss ett negativt förhållande mellan välfärdsnivån och hushållssparandet. Vi förväntar oss att detta förhållande är starkare i de länder som uppvisar en högre välfärd. Hushållen i dessa länder bör vara mer känsliga för variationer i välfärdsnivån än hushållen i de övriga länderna. Figur 4. Offentlig konsumtion 65 60 55 50 45 40 35 30 25 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Österrike Finland Frankrike Holland Italien Sverige Tyskland 4.1.7 Ränta Den använda räntan erhålls från IMF och utgörs av den korta statslåneräntan för respektive land. Substitutions och inkomsteffekterna vid en ränteförändring kommer troligen att motverka varandra då det är rimligt att anta att hushållens nettoförmögenhet är positiv. Utfallet för räntevariabeln avgörs av huruvida substitutions- eller inkomsteffekten dominerar vid en räntehöjning. 15

4.1.8 Tillgångsvariabler I vår modell utnyttjas kapitalvinsterna på småhus och aktier som proxyvariabler för de relativa förändringarna i hushållens förmögenhet. Under arbetet med datainsamlingen finner vi att de nordiska hushållen förefaller ha en betydligt högre andel av sitt sparande i aktier, direkt och via fonder, än de sydeuropeiska. De sydeuropeiska länderna förefaller ha tillgångar i fastigheter och andra reala tillgångar i större utsträckning än de nordiska hushållen. Detta förhållande finner vi även stöd för i litteraturen. 36 Vi har under uppsatsarbetet tänkt på att försöka beräkna en vägd tillgångsvariabel som skall utjämna dessa förhållanden. Detta har dock inte visat sig vara möjligt inom tidsramen för denna uppsats. Dataserier för aktieprisernas utveckling över den undersökta tidsperioden hämtas från IMF och serierna för huspriser från OECD. Datamaterialet beskriver tillgångsprisernas årliga procentuella förändring. Vidare så förefaller det rimligt att göra antagandet att hushållen inte ändrar sin uppfattning om tillgångsvärdena löpande, utan att det sker med en fördröjning. Därför laggar vi variablerna aktie och hus med en period. För dessa variabler förväntar vi oss att en ökning av tillgångspriserna skall leda till att den marginella sparbenägenheten minskar. 4.1.9 Tillväxt Vi använder tillväxt i bruttonationalprodukten som proxy för inkomsttillväxt. Vi använder BNP serier hämtade från IMF. Vi förväntar oss att en ökning av BNP skall stimulera hushållens inkomster och därmed öka sparandet på aggregerad nivå. Parameterestimatet för tillväxtvariabeln förväntas således uppvisa ett positivt tecken. 4.2 Modellspecifikation För att avgöra vilka effekter våra variabler har på de länder som ingår i studien beräknar vi vår sparekvation med hjälp av en poolad skattning. Nedan följer de två sparekvationer vi estimerar, de ingående variablerna och vilket sätt de utnyttjas på ligger i linje med genomgången ovan. Sparkvot i, t = 1 Demo i, t 2 Kredit i, t 3 Offspar i, t 4 U i,t 5 Infl i,t 1 6 Offkons i,t 7 Aktie i, t 1 8 Hus i,t 1 9 Ränta i, t 10 Tillväxt i, t i,t (2) 36 Se bla Barnekow (2002), 2.3 Heterogenitet i hushållens beteende mellan länder för en diskussion angående detta. 16

Sparkvot i, t = i 1 Demo 1, t D 1... 7 Demo 7,t D 7... 64 Tillväxt 1,t D 1... 70 Tillväxt 7,t D 7 i,t (3) Där: i = 1, 2,...7. t = 1987, 1988,..., 2004. Den övre ekvationen av de två beskriver en konstant-koefficient modell med en regressionskoefficient för varje variabel och en konstant. Denna ekvation utgår ifrån att det finns en gemensam sparfunktion hos våra länder och syftar till mäta den genomsnittliga effekt varje variabel har på ländernas sparkvot. Tolkningen av respektive regressionskoefficient är alltså variabelns genomsnittliga effekt på hushållens sparkvot. Konstanten mäter ländernas genomsnittliga sparbenägenhet. Den andra ekvationen beskriver en fix-effekt modell och utgår från samma poolade material som den första. Skillnaden dem emellan är att vi nu tillåter landsspecifika effekter för regressionskoefficienterna såväl som för konstanten. Detta förfarande innebär att varje koefficient endast mäter det samband dess underliggande variabel utövar på det specifika landets sparkvot, och den andra ekvationen utgår således ifrån att sparfunktionerna skiljer sig åt mellan länderna. Konstanterna består här av två komponenter för varje land, dels landets sparbenägenhet samt en fix-effekt faktor. Sammanlagt beräknas således åtta olika estimat för varje variabel, sju av dem beskriver en unik effekt för varje land och en beskriver en genomsnittlig europeisk effekt. 17

5. Ekonometriska resultat Resultaten från skattningen av våra två ekvationer presenteras i tabell 1 nedan. I den första kolumnen redovisas den konstanta modellen och i resterande sju kolumner visas varje lands värden från vår fix-effekt modell. För varje variabel anges estimerat värde följt av dess p- värde. Skattningarna är utförda med White's heteroskedasticitetskonsistenta varians. De estimerade värdena tolkas som hur många procentenheter sparkvoten förändras vid en enhets ökning i den förklarande variabeln. Signifikanta parameterestimat har i tabellen markerats med fet stil. Om inget annat anges utnyttjar vi fem procents signifikansnivå som förkastelsegräns. Tabell 1. Ekonometriska resultat, p-värden inom parentes. Alla Frankrike Tyskland Österrike Italien Sverige Finland Holland Demo 0.089 1.031 0.908-1.896-0.439 4.165-0.729 1.319 (0.289) (0.02) (0.000) (0.008) (0.013) (0.000) (0.02) (0.342) Kredit 0.028-0.119-0.248-0.222-0.131 0.048-0.054 0.007 (0.178) (0.25) (0.000) (0.000) (0.233) (0.08) (0.544) (0.7) Offspar -0.555-0.231 0.0417-0.184-0.537-0.126-0.109-0.643 (0.000) (0.265) (0.117) (0.039) (0.000) (0.022) (0.048) (0.000) U -0.019 0.358-0.197 0.200-0.148-0.538 0.557 1.350 (0.901) (0.636) (0.001) (0.636) (0.749) (0.067) (0.001) (0.007) Infl -0.050 0.028-0.048-0.422 1.172 0.156-0.564 0.548 (0.803) (0.965) (0.145) (0.177) (0.005) (0.133) (0.257) (0.005) Offkons -0.270-0.347 0.457-0.887 0.284-1.421-1.138-0.951 (0.000) (0.613) (0.009) (0.007) (0.65) (0.000) (0.007) (0.13) Aktie -0.011 0.003 0.025 0.017-0.023 0.011-0.022 0.026 (0.440) (0.833) (0.000) (0.059) (0.007) (0.208) (0.03) (0.094) Hus -0.026-0.006-0.033-0.078-0.067-0.036 0.042-0.102 (0.08) (0.963) (0.028) (0.042) (0.486) (0.03) (0.086) (0.043) Ränta 0.350 0.708 0.124-0.188-0.169 0.388 0.403-1.205 (0.039) (0.114) (0.173) (0.583) (0.18) (0.146) (0.236) (0.001) Tillväxt 0.210-0.315-0.158 0.068 0.375-0.815-0.719-0.520 (0.44) (0.175) (0.000) (0.771) (0.019) (0.000) (0.000) (0.066) C 9.792-9.389-4.201 128.535 28.946-63.654 72.227 10.068 (0.065) (0.771) (0.625) (0.000) (0.129) (0.074) (0.001) (0.871) Pool obs. 119......... 119......... Adj R2 0.675......... 0.983......... D-W 0.314......... 2.644......... För att avgöra vilken modell som bäst förklarar sparandet, den konstanta eller den specifika, är vi intresserade av modellernas statistiska egenskaper. Durbin-Watson statistikan uppvisar ett lågt värde för den konstanta modellen, vilket kan tolkas som att den är felspecificerad. För vår fixeffekt modell antar samma test-statistika värdet 2.644. Ett Durbin-Watson test för denna statistika ger inga belägg för att autokorrelation av första ordningen präglar resultaten. 37 37 Se appendix 2. 18

Vad gäller de justerade förklaringsgraderna så uppvisar den landsspecifika modellen ett högre värde än den konstanta. Sammantaget tyder dessa statistikor på att den landsspecifika modellen förklarar variationerna i hushållens sparande bättre än den konstanta. Vad gäller konstanterna i den landsspecifika modellen kan vi inte tolka dem på ett meningsfullt sätt, eftersom fix-effekt faktorn är okänd. I följande avsnitt går vi igenom varje landsspecifik variabel och dess skattade värden. 5.1 Resultatanalys För den demografiska variabeln uppvisar samtliga länder, med undantag av Holland, signifikanta resultat. För denna variabel har vi förväntat oss negativa tecken, en ökad andel pensionärer skall sänka sparandet enligt livscykelhypotesen. Det är dock endast tre länder som uppvisar tecken konsistent med den underliggande teorin, Finland, Italien, och Österrike. För Frankrike, Tyskland och Sverige uppvisas positivt tecken för det demografiska parameterestimatet. Den ekonometriska skattningen ger således vid handen att sparandet ökar då den demografiska variabeln ökar. För dessa länder innebär en högre andel pensionärer ett ökat sparande. Detta är ett oväntat resultat som inte är i linje med utsagan från livscykelhypotesen. En reservation lämnas för det svenska parameterestimatet som antar ett orimligt högt värde. Sveriges demografivariabel uppvisar en stark korrelation med variabeln för arbetslöshet, varför det skattade resultatet kan vara en följd av multikollinearitet. En jämförelse görs med en justerad skattning baserad på ett förändrings mått för demografivariabeln. 38 Här får vi en betydligt rimligare storlek på det svenska parameterestimatet, dessutom med förväntat tecken. Detta resultat är dock först signifikant på 10 procentnivån. Inte något av de två nämnda resultaten kan anses styrka demografivariabelns inverkan för Sverige. Det återstår att tolka de demografiska resultaten för Frankrike och Tyskland som otvivelaktigt visar på signifikans. Vi ser ingen anledning att ifrågasätta resultaten för dessa två länder. Det innebär en utmaning att försöka tolka dessa, från teorin, avvikande resultat med den data vi använder. Att söka förklaringar i de nationella förhållandena skulle vara en fördjupning som ligger utanför uppsatsens syfte. Vi kan konstatera att tidigare undersökningar med liknande metod som den vi använder, för åtminstone fallet Tyskland, har presenterat slutsatser i linje med våra resultat 39. 38 Se appendix 3. 39 Börsch-Supan (1994) 19

Två länder uppvisar signifikanta resultat för kreditvariabeln, Tyskland och Österrike. Dessa två länder uppvisar också negativt tecken, vilket är vad vi har förväntat oss. Då en ökad kredittillgänglighet skall minska hushållens incitament till att spara enligt de teorier vi använder oss av. En intuitiv tolkning av parameterestimatet är att ett lägre värde på parameterestimatet innebär att ett högre beroende av krediter och kreditmarknaden föreligger. De två länderna som uppvisar signifikans är också de länder som uppvisar lägst estimat. För det offentliga sparandet tyder resultaten på att ett negativt samband med hushållens sparande föreligger. För alla länder utom Tyskland erhåller vi ett negativt parametervärde och av dessa länder är, förutom Frankrike, alla signifikant skilda från noll. Ett negativt samband ligger i linje med våra förväntningar och tolkas som att en ökad offentlig skuldsättning leder till att hushållen ökar sitt sparande, alltså att ricardianska effekter förekommer, men inte krona för krona. Vi har tidigare i uppsatsen diskuterat hur nivån på de ricardianska effekterna beror på hushållens kredittillgänglighet. Figur 3 ovan tyder på att kredittillgängligheten skiljer sig åt mellan länderna och att Holland följt av Tyskland och Sverige, över tiden uppvisar de högsta nivåerna. Holland har det högsta parameterestimatet för de ricardianska effekterna, vilket tolkas som att de ricardianska effekterna är starkast där. Holland har även den största kredittillgängligheten, enligt vårt datamaterial. För övriga länder kan dock inga tydliga samband skönjas mellan kreditvariabeln och nivån på de ricardianska effekterna. I vår modell tänks arbetslöshetsvariabeln spegla hushållens inkomstosäkerhet. Denna osäkerhetseffekt på hushållens sparande i de olika länderna är tvetydig. Resultaten tyder på att hushållen i Holland och Finland ökar sitt sparande som en följd av en ökad arbetslöshet. I Tyskland råder det motsatta förhållandet. För de övriga länderna är resultaten ej signifikant skilda från noll. Som vi tidigare nämnt korrelerar arbetslösheten starkt med demografivariabeln för Sverige. Den justerade skattningen i appendix uppvisar dock ett signifikant positivt samband mellan osäkerhet och sparande för de svenska hushållen 40, detta resultat är rimligare än det ursprungliga då den svenska sparkvoten har en positiv korrelation med arbetslösheten, dock kan vi inte med säkerhet säga vilket av parameterestimaten som är det korrekta. En närmare granskning av det underliggande datamaterialet tyder inte på att sparkvoten är högre för länder med relativt hög arbetslöshetsnivå, däremot finns det vissa tecken på att en ökad variation i arbetslösheten påverkar osäkerhetssparandet. Tabell 2 nedan visar denna variation för de olika länderna. 40 Se appendix 3. 20

Tabell 2. Arbetslöshetens variation 1987 2004 Österrike Finland Frankrike Holland Italien Sverige Tyskland Varians 0,08 18,72 1,26 2,82 1,23 8,45 2,37 Inflationsvariabelns samband med sparandet är svagt. Endast för Italien och Holland tyder skattningen på att inflationen påverkar sparandet. För de två länderna är parameterestimaten positiva vilket ska tolkas som att vid en ökad prisosäkerhet så ökar hushållen sitt sparande, ett beteende som ligger i linje med våra förväntningar. En tänkbar förklaring till varför variabeln inte uppvisar något tydligt samband med sparandet i vår undersökning, kan komma av att inflationen sedan mitten av 90-talet sjunkit och inte uppvisat några större fluktuationer, vilket framgår av figur 5. Figur 5. Inflationsutvecklingen 12 10 8 6 4 2 0-2 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Österrike Finland Frankrike Holland Italien Sverige Tyskland För vår välfärdsvariabel, offentlig konsumtion skall de erhållna parameterestimaten tolkas som hur sparandet varierar i förhållande till välfärdsnivån. Ett negativt samband tyder på att hushållen ökar sitt sparande då välfärden sjunker. För Sverige, Finland samt Österrike erhåller vi signifikanta negativa samband. Dessa resultat ligger i linje med våra förväntningar. Tyskland uppvisar ett signifikant positivt 21

samband, vilket strider mot vår teoretiska förutsägelse om att en ökad välfärd leder till ett minskat sparande för hushållen. Det tyska resultatet är förvånande, men förefaller vara riktigt. För de övriga länderna är resultaten ej signifikanta. Vi har även förväntat oss starkare effekter för länder med en hög välfärdsnivå. Resultaten ger vissa stöd för att sparandet varierar kraftigare i förhållande till välfärdsnivån om denna är hög. För Sverige och Finland, som enligt figur 3 har den högsta offentliga konsumtionen, uppvisar parameterestimaten också de högsta värdena. Detta samband står även att finna för Holland, vars parameterestimat dock är signifikant först på 13 procent. Tillgångsvariablerna, aktie och hus, analyserar vi mot hypotesen att de nordiska hushållen är exponerade mot aktietillgångar i högre utsträckning än de sydeuropeiska hushållen. De sydeuropeiska hushållen skall i sin tur vara mer exponerade mot reala tillgångar som fastigheter, än de nordiska hushållen För husvariabeln uppvisar fyra länder signifikanta resultat. De insignifikanta länderna är Finland, Frankrike samt Italien och vi finner alltså inget stöd för att hushållens sparbeteende i de sydeuropeiska länderna skulle vara mer känsliga för prisvariationer i fastighetstillgångarna. De fyra signifikanta länderna visar alla på ett negativt parameterestimat, vilket är vad vi har förväntat oss. Aktievariabeln visar på tre signifikanta länder. Två av dessa länder, Finland och Italien, uppvisar negativt tecken vilket är vad vi förväntat oss. Inte heller för aktievariabeln finner vi något tydligt stöd för vår hypotes. Det finns inga tydliga tecken på att aktievariabeln påverkar de nordiska länderna mer än de sydeuropeiska länderna. Ett från teorin, signifikant, avvikande resultat noteras för den tyska tillgångsvariabeln. Enligt teorin förväntas ett negativt tecken för detta parameterestimat, ökade tillgångsvärden skall minska hushållens incitament att spara. Tyskland visar negativt tecken för husvariabeln men positivt tecken för aktievariabeln. Detta skulle kunna tolkas som att de tyska hushållen upplever värdeförändringar för hus som mer robusta än förändringar i aktiepriserna. Genomgående låga värden på parameterestimaten observeras. Vilket skulle kunna tolkas som att tillgångsvärdena endast har en marginell inverkan på sparandet. Här bör dock nämnas att prisutvecklingen för aktier och hus, i synnerhet aktier, varit extremt positiv under den undersökta perioden. Aktiepriserna i de undersökta länderna uppvisar en årlig värdestegring på cirka 10 %. För huspriserna uppgår den årliga värdestegringen till knappt 5 %. Endast Holland uppvisar signifikant resultat för räntevariabeln. Parameterestimatet för Holland uppvisar dock ett anmärkningsvärt högt värde i jämförelse med övriga länder. Det ligger nära till hands att misstänka multikollinaritet. En kontroll görs mot den demografiska 22

variabeln, som uppvisar en stark korrelation med den holländska räntevariabeln. En justerad skattning liknande, den för Sverige i den demografiska variabeln genomförda, genomförs 41. Även här får vi ett negativt parameterestimat med ett högt värde, varför det holländska resultatet får betraktas som stabilt. Bland de övriga länderna görs observationer av både negativa och positiva parametrar, dock inte signifikanta. Fyra länder visar signifikant resultat för tillväxtvariabeln. Av dessa uppvisar Finland, Sverige och Tyskland negativt tecken. Italien visar positivt tecken. Resultatet är förvånande då vi enligt underliggande teori förväntat oss att det aggregerade sparandet skall påverkas positivt av ekonomisk tillväxt. En ökning av den ekonomiska tillväxten skall stimulera hushållens inkomster och därmed även sparandet. Att Finland och Sverige uppvisar negativt tecken skulle till viss del kunna förklaras efter att ha studerat utvecklingen för sparandet respektive BNP. Ett kontracykliskt sparmönster kan urskiljas. 12 Figur 6. Tillväxt och Sparande 8 4 0-4 -8 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Finland Sparkvot Sverige Sparkvot Finland Tillväxt Sverige Tillväxt I materialet som vi använder uppgår korrelationen mellan sparandet och tillväxten för Finland till -0,72, för Sverige uppgår motsvarande korrelation till -0,24. För det tyska fallet intresserar det oss att både tillväxtvariabeln och den demografiska 41 Se appendix 3. 23

variabeln uppvisar signifikanta parameterestimat med oväntade tecken. En möjlig tolkning skulle kunna vara att det aggregerade sparandet påverkas positivt av en ökad andel pensionärer då de förvärvsarbetande hushållen använder större delen av inkomstökningar till konsumtion. Vi saknar dock lämpligt material för att kunna fördjupa oss i detta. 24

6. Slutsatser Utifrån de erhållna resultaten finner vi inget stöd för att ett likartat sparbeteende föreligger hos hushållen i de undersökta länderna. Vi kan inte förklara hushållsparandet för respektive land med en gemensam sparfunktion. Detta stöds även av att den landsspecifika modellen uppvisar mer pålitliga än den gemensamma modellen. Ett flertal av variablerna i vår modell är signifikanta. Den demografiska variabeln respektive variabeln för offentligt sparande uppvisar i huvudsak signifikanta resultat. Detta gäller också vår välfärdsproxy, offentlig konsumtion. Även variablerna för den procentuella förändringen i huspriser samt tillväxt uppvisar övervägande signifikanta resultat. För övriga fem variabler noteras signifikanta resultat i skiftande omfattning, andelen signifikanta resultat för dessa är dock genomgående lägre än för tidigare nämnda variabler. Avvikande länder i undersökningen är huvudsakligen Frankrike och Tyskland. För Frankrike har vi bara en signifikant parameter. Vi kan således inte förklara det franska sparandet med den använda modellen. För Tyskland har vi erhållit ett antal signifikanta resultat, dock i flera fall med omvänt tecken. Den använda modellen är tydligen inte lämplig för att förklara faktorerna bakom hushållens sparande i Tyskland och Frankrike. För övriga länder anser vi att den använda modellen är relevant för att förklara faktorerna bakom hushållssparandet. Om vi bortser från insignifikanta resultat uppvisar fem av variablerna, ett eller flera, divergerande tecken på parameterestimaten mellan de olika länderna. Bortser vi från Tyskland så är det två variabler som visar på divergerande tecken, demografi och tillväxt. Divergerande tecken implicerar att den underliggande variabeln har en positiv inverkan på sparandet för några länder, men en negativ inverkan för andra. Vi kan inte förklara detta fenomen för dessa två variabler med den underliggande teorin, livscykelmodellen. Kreditvariabeln visar på en relativt låg andel signifikanta resultat. Vilket vi tolkar som att kredittillgängligheten i flertalet av de undersökta länderna är tillräckligt god för att inte innebära någon restriktion för hushållen. De signifikanta resultaten för tillgångsvariablerna, med undantag för Tyskland, uppvisar samtliga negativ inverkan på sparandet. Detta är vad vi förväntat oss enligt teorin. Räntevariabeln uppvisar lägst andel signifikanta resultat, endast ett. Detta tolkar vi som att inkomsteffekter och substitutionseffekter verkar i motsatt riktning och tar ut varandra i sådan utsträckning att icke signifikanta resultat uppvisas. De variabler som förklarar osäkerhetssparandet uppvisar blandade resultat. Av våra tre förklaringsfaktorer är det förändringar i offentlig konsumtion. För arbetslösheten erhölls endast två signifikanta parametrar. 25