TCO GRANSKAR: A-KASSAN OCH ARBETSLÖSHETEN #02/13

TCO GRANSKAR: A-KASSAN OCH ARBETSLÖSHETEN #02/13 2013-01-30

Författare Göran Zettergren chefekonom Avdelningen för samhällspolitik och analys, TCO epost: goran.zettergren@tco.se telefon: 08-782 91 33 2 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Innehåll Inledning 5 Finansdepartementets rapport Hur ska utvecklingen av arbetsmarknadens funktionssätt bedömas? 7 Mikrostudier på svenska data 9 Mikrosimuleringsmodellen 12 Panelstudier över OECD-länder 16 Problem med panelstudierna 18 Data 18 Icke-stationaritet 18 Skakiga resultat 19 Omvänd kausalitet 22 Stigande sysselsättning eller minskat arbetskraftsdelatagandet 22 OECD-studiernas giltighet för Sverige 23 Svenska makrostudier 32 Är finansdepartementets bedömning rimlig? 35 Sammanfattning och slutsatser 38 Bilaga 1. Grangerkausalitetstest på svenska data 41 Bilaga 2 42 Referenser 44 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 3

4 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Inledning Arbetslöshetsförsäkringen har urholkats under en lång följd av år. Knappt var tionde heltidsarbetande har idag rätt till 80 procent av sin inkomst i a-kasseersättning. Kritiken har blivit allt hårdare från många olika aktörer. TCO har varit en av de mest drivande i frågan. Men trots det uppenbara behovet av att åtgärda bristerna i försäkringen händer inget. En anledning tycks vara att regeringen har byggt sin version av arbetslinjen på ekonomiska teorier om att ekonomisk press på arbetslösa är en viktig del i jobbskapandet, att det måste löna sig bättre att arbeta eller omvänt, kosta mer att vara arbetslös. Problemen med utanförskap, långtidsarbetslöshet och sjukskrivning har i retorik och politik i hög grad reducerats till ett incitamentsproblem. Människor anses välja att inte arbeta därför att det inte är tillräckligt lönsamt. Med förbättrade incitament kommer problemet att lösa sig självt. Talesmän för regeringen har gång på gång slagit fast att den nya arbetslinjen vilar på väletablerade forskningsresultat och återkommande och detaljerat talat om hur många jobb som försvinner om politiken ändras. I maj 2011 publicerade Ekonomiska avdelningen på finansdepartementet en rapport med titeln Hur ska utvecklingen av arbetsmarknadens funktionssätt bedömas? Rapporten innehöll en genomgång av regeringens arbetsmarknadspolitik och de bedömningar som finansdepartementet gjorde vad beträffar politikens långsiktiga effekter på sysselsättnings och arbetslöshet. Den innehöll också en omfattande genomgång av det vetenskapliga, både teoretiska och empiriska, underlaget för dessa bedömningar. Till följd av de införda jobbskatteavdragen och den försämrade arbetslöshetsersättningen kommer ersättningsgraden efter skatt att minska. Rapportens slutsatser var att detta kommer att leda till en betydande ökning av arbetskraftsdeltagandet, men också till en ökning av sysselsättningen som är ännu större, så att den samlade arbetslösheten därmed faller. 1 Senare har finansminister Anders Borg återkommande hävdat att även en liten höjning av taket i a-kassan skulle leda till närmare 30 000 fler arbetslösa. 2 Men hur väl håller dessa påståenden för en kritisk granskning? Denna TCO-rapport är en genomgång av det vetenskapliga underlaget i finansdepartementets rapport. Min slutsats är att det inte finns några empiriska belägg för att en sänkning av ersättningsnivån skulle få de effekter som finansdepartementet utgår ifrån. 1 Se Finansdepartementet (2011), sammanfattning, sid 9-12. 2 Sveriges radio, Borg: Inte aktuellt med höjning av taket i a-kassan, Ekot, 8 september 2012. Jag har inte lyckats hitta en enda vetenskaplig studie från något land a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 5

eller tidsperiod som visar att en försämring av ersättningsgraden leder både till en uppgång i arbetskraftsdeltagandet och till en ännu större uppgång i sysselsättningen, så att arbetslösheten samtidigt faller. Finansdepartementets rapport refererar inte heller till någon sådan studie. Finansdepartementet lyckas inte ens referera till en enda empirisk studie baserad på svenska makrodata som visar att en sänkt arbetslöshetsersättning leder till lägre arbetslöshet. Någon sådan studie finns troligen inte. Inte heller refereras till någon studie som visar att en sänkning av arbetslöshetsersättningen får positiva effekter på arbetskraftsdeltagandet eller sysselsättningen. Mycket tyder på att det helt enkelt inte finns några sådana samband. Korrelationen mellan ersättningsgraden och arbetslösheten är i stort sett noll. Korrelationen mellan ersättningsgraden och sysselsättningsgraden (liksom arbetskraftsdeltagandet) är signifikant, men positiv, tvärtemot de teorier som regeringen och finansdepartementet utgår ifrån. Finansdepartementet grundar istället sin bedömning på empiriska studier som på sin höjd ger ett indirekt stöd för hypotesen, såsom svenska mikrostudier, svenska löneekvationer samt panelstudier på data från industriländerna i OECD. Det finns ett visst stöd för att individer som får sin ersättningsnivå sänkt ökar sina sökansträngningar och i vissa studier att detta leder till att de snabbare lyckas hitta ett jobb. Det finns dock inget empiriskt stöd för att detta leder till att det uppkommer fler jobb i ekonomin som helhet eller till lägre aggregerad arbetslöshet. Det finns inte heller något stöd för att en ökning av ersättningsgraden driver upp lönerna. Med något enstaka undantag har estimerade löneekvationer inte lyckats belägga någon signifikant positiv effekt av arbetslöshetsersättningen på lönenivån. I första hand grundar sig finansdepartementet på resultatet från så kallade panelstudier över industriländerna i OECD, som försöker skatta arbetslöshetens bestämningsfaktorer mellan länder och över tiden. Resultatet från dessa studier är dock långtifrån så robusta som man försöker göra gällande. Man kan också på goda grunder ifrågasätta om dessa resultat är generaliserbara till svensk arbetsmarknad som på flera avgörande sätt skiljer sig från det typiska OECD-landet. 6 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Finansdepartementets rapport Hur ska utvecklingen av arbetsmarknadens funktionssätt bedömas? Våren 2011 publicerade ekonomiska avdelningen på finansdepartementet en genomarbetad rapport om den ekonomiska politikens effekter på den svenska arbetsmarknadens funktionssätt. Enligt denna studie skulle införandet av jobbskatteavdraget, tillsammans med förändringar i arbetslöshetsförsäkringen, sjukförsäkringen och arbetsmarknadspolitiken, få högst betydande effekter: arbetskraftsdeltagandet ökar sysselsättningen ökar ännu mer, så att arbetslösheten minskar medelarbetstiden ökar. Arbetskraftsdeltagandet uppskattades öka med 3,3 procent och sysselsättningen med 5,3 procent medan arbetslösheten skulle minska med 1,9 procentenheter. Antalet arbetade timmar bedömdes öka med hela 6,4 procent till följd av ökad sysselsättning och ökad medelarbetstid bland de redan sysselsatta. Lejonparten av effekten kommer av den sänkta arbetslöshetsersättningen efter skatt, det vill säga av jobbskatteavdragen och den sänkta a-kassan. Effekten av arbetsmarknadspolitiska åtgärder (nystartsjobb, jobb- och utvecklingsgarantin, mm.) bedöms dock vara mycket blygsam, främst eftersom de positiva effekterna motverkas av den kraftigt neddragna arbetsmarknadsutbildningen. Märkligt nog förväntar sig finansdepartementet inte några effekter alls av de höjda och differentierade a-kasseavgifterna. Dessa har ju varit hårt kritiserade, inte minst från fackligt håll, eftersom de har lett till ett kraftigt medlemsras i a-kassan. Såvida det inte finns några outtalade motiv för systemet är det anmärkningsvärt att regeringen därför inte redan har avskaffat detta. Vidare gör de också bedömningen att det slopade studerandevillkoret i a-kassan får negativa effekter på arbetsmarknaden, såsom minskad sysselsättning och ökad arbetslöshet. 3 Finansdepartementet anför inte något direkt vetenskapligt empiriskt stöd för den sammansatta hypotesen att sänkt ersättningsgrad både medför ett ökat arbetskraftsdeltagande och en ökad sysselsättning, där den senare effekten dominerar så att arbetslösheten minskar. Jag har heller inte lyckats hitta någon enda studie, från något land eller tidsperiod, som bekräftar en sådan effekt. 3 Finansdepartementet (2011), Tabell 5.3. a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 7

Istället åberopar man mycket selektivt olika teoretiska modeller och empiriska resultat som åtminstone ger ett visst stöd för enskilda delar av den sammansatta hypotesen. Dessa olika pusselbitar förefaller dock inte självklart vara inbördes konsistenta. Finansdepartementets analys görs i fyra steg. Först beräknas den direkta utbudseffekten, det vill säga hur många fler som skulle vilja arbeta, givet den höjda lönen efter skatt i förhållande till arbetslöshetsersättningen. Denna effekt beräknas med hjälp av en mikrosimuleringsmodell skattad på svenska individdata. Denna analys förklarar dock bara varför utbudet ökar och inte hur efterfrågan på arbetskraft eller sysselsättning kan påverkas. I ett andra steg härleds vad som betecknas som jämvikt utan löneanpassning. 4 Effekterna på sysselsättning och arbetslöshet härleds från en rent teoretisk sökmodell och antagandet att arbetskraften är homogen och att utbudet skapar sin egen efterfrågan. Det finns ingen koppling mellan den modell som används i steg 1 och den som åberopas i steg 2. 4 Finansdepartementet (2011), sid. 91-92. I ett tredje steg beräknas totaleffekten på arbetslösheten, inklusive lönebildningseffekter. Denna uppskattning bygger på de beräknade effekterna i de tidigare stegen men dessutom på parameterestimat på hur ersättningsgraden påverkar jämviktsarbetslösheten. Dessa parameterestimat är hämtade från internationella makroekonomiska panelstudier. Det fjärde steget består av en dynamisk anpassning av arbetskraftsdeltagandet till följd av den lägre jämviktsarbetslösheten. Denna bedömning baseras Finansdepartementets egna skattningar. 8 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Mikrostudier på svenska data Finansdepartementets rapport refererar till flera svenska mikrostudier, det vill säga studier på individnivå, som sägs påvisa att högre ersättningsgrad i arbetslöshetsförsäkringen förlänger tiden i arbetslöshet. Dessa mikro studier används dock inte direkt för att beräkna effekten av en sänkt ersättningsgrad utan används enbart för att allmänt stöda denna hypotes. Enligt den så kallade sökteorin kan en höjd ersättning förväntas sänka sökaktiviteten, eller höja reservationslönen, bland de arbetssökande som har rätt till arbetslöshetsersättning. Detta leder till längre arbetslöshetstider och brukar kallas reservationslöneeffekten. Samtidigt kan man förvänta sig en höjd sökaktivitet bland de arbetssökande som inte har rätt till ersättning. Individer som närmar sig tidsgränsen där ersättningen upphör kan också förväntas öka sin sökaktivitet eller sänka sin reservationslön. För de senare grupperna blir det mer lönsamt att ta ett jobb för att på så sätt kvalificera sig för en framtida rätt till arbetslöshetsersättning. Detta brukar kallas kvalificeringseffekten. 5 Om kvalificeringseffekten är betydande blir nettoeffekten av en förändring av ersättningsgraden på arbetslöshet och sysselsättning inte entydig. 5 Se Holmlund (1998). En höjd ersättningsnivå i arbetslöshetsförsäkringen har därför teoretiskt inte någon entydig effekt på förväntade arbetslöshetstider. Hänsyn måste tas till flera motverkande faktorer. Även om bilden inte är helt entydig finns det ett visst empiriskt stöd i svenska mikrodata för att lägre ersättningar leder till snabbare utträde från arbetslöshet. Det är dock svårt att på ett övertygande sätt testa dessa teorier i praktiken. Vanligtvis försöker man jämföra förändringen i en experimentgrupp, vilken har påverkats av en viss regelförändring, med en kontrollgrupp, som inte har påverkats av denna. Problemet är att det sällan finns någon verkligt exogen variation i ersättningsgraden. I Sverige har alla a-kassemedlemmar som uppfyller medlems- och arbetsvillkoren samma rätt till arbetslöshetsersättning. De som tjänar upp till taket (18 700 kr per månad) får 80 procent av tidigare lön medan övriga får den maximala ersättningen. Ersättningsgraden blir då för många (de med inkomster över taket) en negativ funktion av tidigare inkomst. Det gör att det blir svårt att särskilja ersättningens effekter på jobbchanserna från andra bakomliggande faktorer som påverkade den tidigare lönen. Harkman (1997) undersökte effekten av sänkningen av ersättningsgraden 1993 från 90 till 80 procent, genom att jämföra förändringen i utträdessanolikheter för personer med rätt till a-kassa med de som saknade sådan. Studien fann signifikanta effekter för snabbare utträde från arbetslöshet. I första hand rörde det sig dock om personer som lämnade arbetskraften. a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 9

En betydligt svagare och endast marginellt signifikant effekt kunde också uppmätas för övergång till sysselsättning. Carling m.fl. (2001) gjorde en liknande studie på sänkningen av ersättningsgraden 1996 från 80 till 75 procent. Denna studie jämförde personer som drabbades av en sänkt ersättning med personer som hade rätt till a-kassa, men som inte drabbades av sänkningen eftersom de hade för låga eller för höga inkomster. Studien uppmätte signifikanta effekter på övergångssannolikheten till sysselsättning, men inte till inaktivitet. Johanson och Selén (2000) gjorde om denna studie och presenterade resultat som ifrågasatte dessa effekter. 6 Enligt författarna var skillnaden i den demografiska och socioekonomiska sammansättningen mellan experimentgrupp och kontrollgrupp alltför stora för att säkra slutsatser ska kunna dras. 6 Carling m.fl. (2001) publicerades redan 1999 som working paper. Røed, Jensen och Thoursie (2002) jämförde skillnader mellan arbetslöshetstider och ersättningsnivåer i Sverige och Norge och visade att det fanns en signifikant skillnad mellan de bägge länderna. I Sverige var ersättningsnivån högre för individer med låga inkomster men lägre för individer med höga inkomster. Detta återspeglades också i längden på de relativa arbetslöshetstiderna. I Sverige var den skattade elasticiteten med avseende på ersättningsgraden ungefär hälften så stor som i Norge. För Sverige kunde man också identifiera en stark ökning av jobbchansen vid ersättningsperiodens slut. Detta trots att en arbetslös enkelt kunde kvalificera sig till en ny omgång av arbetslöshetsstöd genom att delta i en arbetsmarknadspolitisk åtgärd. Den potentiellt viktigaste lärdomen av studien var enligt författarna att det faktiskt förefaller vara möjligt att motverka de incitamentseffekter som hänger samman med generösa arbetslöshetsersättningssystem genom en kombination av mjuka gränser för ersättningsperioden och aktiv arbetsmarknadspolitik. 7 Bennmarker m.fl. (2005) undersökte effekten av höjningen av taket i a-kassan 2001 2002. De fann att arbetslöshetsperioden efter takhöjningen blivit längre för män men kortare för kvinnor. Ingen av effekterna var dock signifikant skild från noll. 8 Det finns således vissa empiriska belägg för att personer som drabbas av en sänkt ersättningsnivå ökar sin sökaktivitet eller sänker sin reservationslön och därmed ökar sin sannolikhet att få ett jobb. Detta säger dock inget om ersättningsgradens effekter på den aggregerade arbetslösheten. Dessa mikromodeller är partiella och beaktar inte allmänjämviktseffekter. Huruvida dessa effekter förstärker eller motverkar de partiella resultaten är en öppen fråga. Enligt finansdepartementet skulle den skattade effekten i Røeds studie motsvara en kvasielasticitet på 0,04. 9 Denna effekt skulle i så fall bara vara en tredjedel så stor som den finansdepartementet antar i sin kalkyl. 7 Røed m.fl. (2002), sid. 21 8 Endast en av tre experimentgrupper, den mellanliggande gruppen B, uppvisade signifikanta effekter. Se tabell 2 i Bennmarker (2005). 9 Finansdepartementet (2012), sid 23. Någon sådan beräkning låter sig dock knappast göras. I själva verket är det 10 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

mycket svårt att se hur resultat från mikrostudier skulle kunna generaliseras till makronivån. I de flesta mikrostudier exkluderas stora grupper av arbetslösa. I Røeds studie ingår bara öppet arbetslösa i åldern 25 54 år, som varit sysselsatta direkt före sin arbetslöshetsperiod, varit registrerade hos arbetsförmedlingen och haft rätt till inkomstberoende arbetslöshetsersättning. Detta exkluderar sålunda det stora flertalet arbetslösa från studien. 10 Det innebär också att grupper med svag förankring på arbetsmarknaden, såsom ungdomar, utrikesfödda och lågutbildade i mycket hög grad har exkluderats från dessa studier. Reservationslöneeffekten torde vara obefintlig hos arbetssökande som saknar rätt till a-kassa, samtidigt som kvalifikationseffekten kan förväntas vara desto större. Detta innebär att den totala effekten på den agregerade arbetslösheten knappast går att beräkna. Man bör också notera att de flesta av dessa studier använder sig av ett sysselsättningsbegrepp som inte är oproblematiskt. I Carling räknas exempelvis övergång till deltidsarbetslöshet, tillfälligt arbete, lönebidrag och offentligt skyddat arbete såsom övergång till arbete. Exkluderande denna typ av arbete kan ingen signifikant effekt uppmätas av förändringen i ersättningsreglerna. 11 10 Røed m.fl (2002) redovisar inte hur stor del av de arbetslösa som exkluderats från studien. Carling m.fl (2001) som använt liknande kriterier uppger att närmare två tredjedelar av det totala antalet arbetslösa exkluderats från studien. 11 Se Johansson och Selén (2000). De flesta studier mäter också bara effekten på den enskilda arbetslöshetsperiodens längd och inte individens samlade arbetslöshet över tiden. Det är inte säkert att kortare arbetslöshetsperioder leder till lägre aggregerad arbetslöshet. Det kan leda till sämre matchningar som gör att individen snabbare återkommer i arbetslöshet. Ett annat problem är att de individer som ökar sin sökaktivitet och/eller sänker sin reservationslön mycket väl kan öka sin egen sannolikhet att få ett jobb, men att detta kan ske, helt eller delvis, på bekostnad av andra sökande. En förändrad ersättningsgrad för vissa arbetslösa påverkar då arbetslöshetens sammansättning snarare än dess aggregerade nivå. Denna undanträngningseffekt poängterades bland andra av Atkinson och Micklewright (1991). Gautier m.fl. (2012) visade att sådana effekter kan vara betydelsefulla. Ett experiment i Danmark där slumpmässigt utvalda individer stöddes i sin jobbsökning påvisade signifikanta undanträngningseffekter. De som deltog i experimentet fick kortare arbetslöshetstider, men de som inte deltog i detta fick längre arbetslöshetstider. a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 11

Mikrosimuleringsmodellen Det finns mycket få empiriska studier på svenska eller utländska data som påvisar negativa effekter av ersättningsgraden på arbetskraftsdeltagandet. Tvärtom finns det vissa studier som påvisar positiva utbudseffekter av ersättningsgraden, exempelvis Moorthy (1989). Rent teoretiskt är det också mycket oklart om vi kan förvänta oss sådana effekter. Cahuc och Zylberberg (2004) visar exempelvis att höjd arbetslöshetsersättning i en sökmodell gör det mer attraktivt för individer som saknar rätt till a-kassa att ta ett arbete. 12 Visserligen finns det en risk att man förlorar detta arbete, men man har då skaffat sig rätten att uppbära a-kassa. 12 Cahuc och Zylberberg (2004), sid 118-120. Finansdepartementets analys av effekterna på arbetsutbudet grundar sig på resultaten av en skattad mikrosimuleringsmodell. Den centrala förklarande variabeln i denna modell är ersättningsgraden. Denna definieras som disponibel inkomst vid arbetslöshet (arbetslöshetsersättning efter skatt) i förhållande till disponibel inkomst vid arbete (lön efter skatt). Ett höjt jobbskatteavdrag och en sänkt arbetslöshetsersättning som påverkar ersättningsgraden lika mycket antas få samma effekt på arbetskraftsdeltagandet. En lönehöjning som inte åtföljdes av en ökning av ersättningen skulle naturligtvis få samma effekt på arbetsutbudet. Mikrosimuleringsmodellen är med andra ord partiell och tar inte hänsyn till efterfrågan eller allmänjämviktseffekter. Resultaten i denna studie baseras alltså enbart på sambandet mellan individens ersättningsgrad och dennes förväntade sysselsättning eller arbetslöshet. Men eftersom ersättningsgraden i det svenska systemet är identisk för individer med samma lön 13 utgör de arbetslösas tidigare lön den enda källan till variationen i ersättningsgraden. Det finns en klart negativ korrelation mellan arbetslöshet och (förväntad) lönenivå, liksom en positiv korrelation mellan sysselsättning och förväntad lönenivå. Detta samband har observerats runt om i världen och kallas ofta för lönekurvan (the wage curve). Sambandet mellan lönenivå och arbetslöshet på lokal eller regional nivå i ett land har exempelvis belagts för över 40 länder. De flesta studier har visat sig förvånansvärt stabila med en elasticitet på omkring -0,1 mellan arbetslöshet och lönenivå. Blanchflower och Oswald har upphöjt detta till en av nationalekonomins få empiriska lagar. 14 Tolkningen av detta empiriska samband varierar dock. Det kan tolkas som en (inverterad) utbudsfunktion. Ju lägre lön en person erbjuds desto mindre sannolikt är det att denne vill acceptera detta arbete. Arbetslösheten blir då högre i områden där lönenivån är lägre. Detta kan förstärkas av en arbetslöshetsersättning av svenskt snitt. Lågavlönade personer får upp till 80 procent av lönen i arbetslöshetsersättning antas då i högre grad välja att vara lediga framför att arbeta. Höginkomsttagare har betydligt lägre ersättningsgrad och förlorar så mycket inkomst och väljer därför att arbeta. 13 Vi bortser här ifrån individer som inte är medlemmar av arbetslöshetskassa eller som inte uppfyller arbetskriteriet och därför inte kvalificerat sig för ersättning. 14 Blanchflower och Oswald (1994) och Blanchflower och Oswald (2005). 12 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Detta är den tolkning som finansdepartementet gör. Denna tolkning förklarar dock inte varför lönen är så pass mycket lägre i vissa län. Sambandet mellan arbetslöshet och lön (och därmed ersättningsgrad) kan dock lika gärna tolkas som ett efterfrågefenomen. Detta samband uppkommer exempelvis i teoretiska lönebildningsmodeller såsom förhandlingseller effektivitetslönemodeller. I en förhandlingsmodell försvagas arbetstagarnas (fackföreningarnas) förhandlingsstyrka av hög arbetslöshet. I en effektivitetslönemodell behöver arbetsgivarna inte sätta lönen lika högt för att förhindra att den anställde maskar eller söker arbete någon annanstans. Vi kan därför förvänta oss att regioner med varaktigt högre arbetslöshet också uppvisar en lägre reallönenivå. Andra har tolkat lönekurvan som en fel-specificerad Phillips-kurva, vilket är ett samband mellan arbetslöshetens nivå och lönernas (eller prisernas) förändringstakt. 15 15 Se Card (1995) för en kritisk granskning av lönekurvan. I allmänhet kan man förvänta sig att individer med hög förväntad lön, exempelvis de med hög utbildning eller betydande yrkeserfarenhet, har lättare att få ett fast arbete och behålla det än de som inte har detta. De förra bygger ofta upp ett betydande företagsspecifikt humankapital som gör att de är svåra att ersätta utan betydande kostnader för företaget. Det är därför inte särskilt förvånande om personer med låg förväntad inkomst (och därmed hög ersättningsgrad) i högre grad är arbetslösa än personer med hög förväntad inkomst. Ett ganska anmärkningsvärt resultat av finansdepartementets mikrosimuleringsmodell är att 71 procent av den beräknade arbetsutbudsökningen kommer från den så kallade övrig-gruppen utanför arbetskraften, vilken består av personer som varken arbetar eller söker jobb, studerar eller är förtidspensionerade. Denna grupp är mycket disparat och består exempelvis av hemmafruar, värnpliktiga, hemmaboende vuxna barn och andra som på ett eller annat sätt ordnat sin försörjning utan offentliga bidrag. Samtidigt beräknas 93 procent av de sjukskrivna, 96 procent av de arbetslösa och 99 procent av de med sjuk- och aktivitetsersättning inte vilja återgå i arbete, trots de förbättrade incitamenten (se tabell 1). 16 Uppseendeväckande få personer kommer från utanförskap, såsom detta definieras av regeringen (sjuka eller arbetslösa som försörjs med bidrag). Det faktum att huvuddelen av arbetsutbudseffekten kommer från en grupp som vi generellt vet mycket lite om, gör att man kan känna en betydande tveksamhet inför dessa resultat. 16 Finansdepartementet (2009). Endast de tre första jobbskatteavdragen medräknade i denna kalkyl. Tabell 1. Arbetsutbudseffekter av de tre första stegen i jobbskatteavdraget Antal Andel Förändring Arbetslösa 8 500 10,4% 3,9% Sjukskrivna 11 800 14,5% 7,4% Sjuk- / aktivitetsersättning 3 500 4,3% 1,1% Summa i utanförskap 23 800 29,2% 3,4% Övriggruppen 57 800 70,8% 18,9% Totalt i arbete 81 600 100,0% 2,0% Källa: Finansdepartementet (2009). 17 17 Egna beräkningar utifrån tabeller 4.1, 5.2 och 5.3 i Finansdepartementet (2009). a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 13

I finansdepartementets rapport påpekas att resultaten i mikrosimuleringsmodellen endast beaktar utbudet och inte tar hänsyn till efterfrågan på arbetsmarknaden. Modellen visar endast varför ett jobbskatteavdrag kan antas öka antalet personer som vill ha jobb men inte varför det skapas några nya jobb. Det senare förutsätter en analys också av efterfrågan och lönebildningen. 18 Det faktum att vissa personer plötsligt vill arbeta innebär inte med automatik att dessa personer efterfrågas på arbetsmarknaden eller ens är kapabla att utföra ett visst arbete. 18 Finansdepartementet (2011), sid.91 Rapporten försöker först visa att betydande sysselsättningseffekter mycket väl kan uppkomma utan att lönenivån behöver påverkas. De utgår ifrån Kolm och Tonins (2010) teoretiska sökmodell som visar att under vissa djärva antaganden kommer utbudet att skapa sin egen efterfrågan. När fler vill ha arbete kommer företagen att få fler arbetssökande att välja på och därför lättare kunna tillsätta sina vakanser. Det skulle i sin tur även göra företagen villiga att utlysa fler vakanser. Det är fullt möjligt att det kan finnas sådana ekonomiska mekanismer men det är oklart hur starka eller relevanta dessa är. Finansdepartementet anför inte heller några empiriska belägg för dessa. Dessa resultat förefaller inte heller vara särskilt robusta ens teoretiskt. I en tidig version av artikeln Kolm och Tonin (2006) drog författarna en ganska annorlunda slutsats. Effekten på arbets lösheten skulle då huvudsakligen gå via sänkta löner som stimulerade efterfrågan på arbete och utbudseffekten (via högre lön efter skatt) spelade en klart underordnad roll. Finansdepartementets analys, liksom den här anförda teoretiska modellen, bygger även på antagandet att arbetskraften (enligt nationalekonomiskt språkbruk) är homogen: Beräkningarna utgår t.ex. genomgående ifrån att de personer som väljer att gå in i arbetskraften i genomsnitt har samma arbetslöshetsrisk som dem som redan är inne på arbetsmarknaden. Eller annorlunda uttryckt; beräkningarna tar inte hänsyn till att det bland dem som träder in på arbetsmarknaden till följd av jobbskatteavdraget eventuellt kan finnas en överrepresentation av individer som har en låg sannolikhet att få ett jobb. Om så är fallet skulle det innebära att vi överskattar effekten på jämviktsarbetslösheten och sysselsättningen. 19 19 Finansdepartementet (2011), s. 89. Detta antagande undergräver starkt trovärdigheten i hela analysen. Det är inte ett rimligt antagande att människor som under en längre tid stått utanför arbetsmarknaden, exempelvis till följd av hemarbete, sjukdom eller långtidsarbetslöshet, har samma chans att få ett jobb som de som redan är etablerade på arbetsmarknaden. Finansdepartementets uppskattning av effekterna av den förda politiken är således starkt överdrivna. Arbetskraften är inte homogen. Antagandet om att sysselsatta och icke-sysselsatta löper lika stor risk att bli arbetslös rimmar mycket illa med verkligheten. Därför är det inte heller särskilt troligt att utbudet verkligen kommer att skapa sin egen efterfrågan. 14 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Det finns också ganska magert stöd för hypotesen att a-kassans generositet driver upp lönenivån och därmed bidrar till högre arbetslöshet. Card m.fl. (2007) finner exempelvis stöd för att högre a-kassa leder till längre arbetslöshetstider men inget stöd för att detta ger högre löner. a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 15

Panelstudier över OECD-länder Finansdepartementets uppskattning av effekterna av den sänkta ersättningsgraden på arbetslösheten baseras på en helt annan typ av modeller, i huvudsak på paneldatastudier för OECD-området. I dessa studier skattas den genomsnittliga effekten av ersättningsgraden mellan länder och över tid. Finansdepartementets framställning gör dock inte riktigt dessa studier rättvisa, då ersättningsgraden bara utgör en av flera viktiga variabler som bestämmer arbetslösheten på lång sikt. Andra variabler som ofta ingår i dessa studier är anställningsskydd, ersättningsperiod, facklig anslutningsgrad, koordinering i lönebildning, skattekil och andel egnahemsägare. Dessa studier baseras i hög grad på en teoretisk modell av Layard, Nickell och Jackman (1991). Den utgår ifrån att ekonomin kan beskrivas av en produktionsfunktion av Cobb-Douglas-typ med konstant skalavkastning och en substitutionselasticitet mellan arbete och kapital lika med minus ett. Styrkan i denna modell ligger i två mycket entydiga resultat; löneandelen bestäms av den underliggande teknologin och jämviktsarbetslösheten bestäms helt av arbetsmarknadens institutioner, det vill säga strukturella faktorer på arbetsmarknadens utbudssida, såsom arbetslöshetsförsäkringen (ersättningens nivå och varaktighet), graden av centralisering/ koordinering i lönebildningen, fackföreningarnas styrka (organisationsgrad), skatten på arbete (skattekilen), anställningstrygghetslagstiftningen, regleringar på produktmarknaderna och arbetsmarknadspolitiska åtgärder. Jämviktsarbetslösheten antas över huvud taget inte påverkas av den övriga ekonomin. Den antas inte påverkas av efterfrågan på arbetskraft, investeringsvolym, kapitalstockens storlek, teknologisk utveckling, realräntan, eller olika relativpriser. Jämviktsarbetslösheten kan enligt denna analys inte heller påverkas av finans- eller penningpolitik. Finansdepartementets bedömning stöder sig på sju olika panelstudier som alla uppmätt signifikanta positiva effekter av ersättningsgraden på arbetslösheten. Den skattade parametern i dessa studier, den så kallade kvasi-elasticiteten, befinner sig i spannet 0,08 0,16, med ett genomsnitt på 0,12. 20 Denna koefficient tolkas så att en sänkning av ersättningsgraden med 10 procentenheter, exempelvis från 60 till 50 procent av lönen, leder till en nedgång i arbetslösheten med 1,2 procentenheter. Finansdepartementet antar att denna skattade effekt är tillämplig även på svensk arbetsmarknad. Detta antagande utgör grunden för finansdepartementets bedömning av reformernas effekter på arbetslösheten. 20 Finansdepartementet (2011), Tabell 4.2, sid. 99. Resultaten i denna typ av studier är emellertid inte så robusta som finansdepartementet vill göra gällande. I en litteraturgenomgång publicerad av OECD var effekterna allt annat än entydiga. Tre av 17 panelstudier visade inga signifikanta resultat alls, sju gav delvis signifikanta resultat och i 16 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

endast sju studier var resultaten i samtliga specifikationer signifikanta (se diagram 1). 21 Bassanini och Duval (2009) skriver: Det finns ingen eller [bara] begränsad konsensus om institutioners kvantitativa påverkan på arbetslösheten, vilket har fått vissa att ifrågasätta strukturella reformers lämplighet. 22 Diagram 1. Signifikanta parameterestimat för ersättningsgraden i panelstudier för OECD-länder 21 OECD Employment Outlook 2006, Table 3.3. Literature survey of the econometric evidence of the influence of institutions on equilibrium unemployment: unemployment benefits, sid. 61. 22 Bassanini och Duval (2009), sid. 1. Alla specifika,oner Flesta specifika,oner Inget signifikant resultat Källa: OECD Employment Outlook 2006. Det är framför allt två panelstudier som rönt stor uppmärksamhet och som finansdepartementet i huvudsak refererar till. Den ena studien av OECDforskarna Bassanini och Duval (2006a, 2006b och 2009) omfattade 21 OECD-länder för perioden 1982 2003. I sammanfattningen skriver författarna: I det genomsnittliga OECD-landet har höga och långvariga arbetslöshetsersättningar, höga skattekvoter och strikta konkurrensbegränsande produktmarknadsregleringar konstaterats öka den aggregerade arbetslösheten. Starkt centraliserade och/eller koordinerade lönebildningssystem beräknas däremot minska arbetslösheten. 23 Den andra studien är av Nickell med flera (2005) och omfattade 20 OECDländer för perioden 1961 95 och gav liknande resultat. Deras ekvation omfattade en laggad beroende variabel, elva olika arbetsmarknadsinstitutioner (eller kombinationer av institutioner), fem olika efterfråge- eller utbudsvariabler, samt en större uppsättning konstanter och dummyvariabler. 24 När Nickell m.fl. förutom en dummy för varje år och land även inkluderar 23 Bassanini och Duval (2006a), sid. 4. 24 De institutioner och kombinationer av institutioner som beaktas är: anställningsskydd, anställningsskydd * laggad arbetslöshet, ersättningsgrad, ersättningsperiod, ersättningsgrad * ersättningsperiod, förändring i facklig anslutningsgrad, koordinering i lönebildning, förändring i facklig anslutningsgrad * koordinering i lönebildning, total skatt på arbete, koordinering i lönebildning * total skatt på arbete och andel egnahemsägare. Dessutom inkluderas dessa efterfråge- och utbudsvariabler: efterfrågechocker på arbete, TFP-chocker (produktivitets), reala importchocker, penningmängdschocker och realräntan samt 30 årsdummies, 20 landsdummies och 20 landsspecifika trender. a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 17

en landsspecifik tidstrend, blir tolkningen lite oklar i exakt vilket samband det är de mäter. Ingen av de skattade trenderna är i närheten av att vara statistiskt signifikanta, men de har en stor betydelse för resultaten. Det behöver därmed inte vara så att länder med en mer generös arbetslöshetsersättning har högre arbetslöshet jämfört med länder med mindre generösa system. Det behöver inte heller vara så att perioder med högre ersättningsnivåer sammanfaller med perioder av hög arbetslöshet. 25 25 Se Baker m.fl. (2004) Problem med panelstudierna Data Ett generellt problem med dessa studier är att de variabler som teorin säger bestämmer arbetslösheten på lång sikt inte kan mätas på något tillfredställande sätt. Arbetslöshetsförsäkringen har många dimensioner som kan påverka arbetslösheten på flera olika sätt. Ersättningsgradens storlek (det vill säga hur stor del av tidigare inkomst som ersätts) antas ofta ha betydelse, men väl så viktigt är ersättningens täckningsgrad, det vill säga hur stor andel av de arbetslösa som faktiskt omfattas av försäkringen. I många länder, inklusive numera Sverige, är det en minoritet av de arbetslösa som får arbetslöshetsersättning. Det kan också ha betydelse hur länge ersättningen betalas ut och om någon nedtrappning av ersättningen sker över arbetslöshetstiden, liksom vilka krav på sökaktivitet och vilka krav på accepterande av jobberbjudanden som gäller och vilken kontroll av försäkringsvillkorens efterlevnad som görs samt konsekvenser av eventuella överträdelser. Allt annat lika är det fullt rimligt att tro att en mer generös ersättningsnivå kan bidra till att fler blir arbetslösa längre tid. Men varje lands uppsättning institutioner är unik och kan fungera mer eller mindre väl. Allt annat är inte lika. De negativa effekter som uppkommer ur arbetslöshetsförsäkringen kan motverkas eller helt elimineras av krav på jobbsökande, på att acceptera erbjudna jobb eller deltagande i arbetsmarknadspolitiska åtgärder. Icke-stationaritet Många makroekonomiska tidsserier kännetecknas av icke-stationaritet, ett statistiskt begrepp som har stor betydelse. Icke-stationära tidserier saknar ett konstant medelvärde som tidsserien återvänder till. Ett typiskt exempel på en icke-stationär tidsserie än bruttonationalprodukten som tenderar att växa kontinuerligt över tiden på grund av real tillväxt och inflation. Normala statistiska metoder, som exempelvis enkel regressionsanalys (OLS), är inte tillförlitliga om de tillämpas på icke-stationära data. Ofta uppkommer så kallad spurious correlation, det vill säga falsk korrelation. Trots att det egentligen inte finns något samband mellan två variabler kan vanliga statistiska metoder hitta mycket starka signifikanta samband. För att kunna göra statistiska beräkningar på icke-stationära data måste antingen data omvandlas till stationära data (exempelvis genom att använda procentuell förändring istället för nivå) eller också måste andra mer avancerade statistiska metoder användas, såsom kointegrationsanalys. 18 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Det är oklart om arbetslösheten är stationär i statistisk mening. Å ena sidan är de värden arbetslösheten teoretiskt kan anta begränsade. Den kan inte vara lägre än 0 procent och inte högre än 100 procent. I den meningen är arbetslösheten naturligtvis stationär på lång sikt. Såväl KPI som BNP kan däremot med tiden växa hur mycket som helst. I de flesta OECD-länder har dock det trendmässiga medelvärdet för arbetslösheten skiftat betydligt under de senaste 50 åren på ett sätt som påminner om icke-stationära tidsserier. Statistiska tester visar normalt att arbetslösheten i OECD-länderna under denna period har varit klart icke-stationär. Om arbetslösheten verkligen är icke-stationär i statistisk mening innebär detta att resultaten från dessa paneldatastudier är mycket osäkra. En av orsakerna till att den ekonomiska forskningen inte använt sig av mer avancerade statistiska metoder, som exempelvis kointegrationsanalys, är att dessa metoder är utvecklade för rena tidseriestudier och i allmänhet är svåra att hantera för paneldata. 26 När sådana studier har gjorts för enskilda länder har dock resultatet ofta blivit att ett samband mellan arbetslöshet och så kallade strukturella variabler, såsom ersättningsgraden, inte kunnat påvisas. Cassino och Thornton (2002) genomförde en kointegrationsstudie av arbetslöshetens bestämningsfaktorer för Bank of England, vilken visade på mycket nedslående resultat. 27 De lyckades inte hitta något långsiktigt samband mellan arbetslösheten och de strukturella faktorer (inklusive ersättningsgraden) som teorin hade identifierat. Författarna drog slutsatsen att denna ansats inte var någon framkomlig väg och att skattningar av jämviktsarbetslösheten måste använda helt andra modeller. 26 Nickel m.fl. (2005) gör dock ett enklare stationaritetstest separat för varje land. 27 Cassino och Thornton (2002) Skakiga resultat Även om vi bortser från stationaritetsproblemet finns det mycket som tyder på att resultaten i panelstudierna är mycket skakiga och känsliga för små förändringar i modellspecifikationen. De flesta panelstudier antar att effekten av en höjd ersättningsnivå är densamma i alla länder och över tiden. Några försök att belägga detta antagande har inte gjorts i någon av de studier som vi har granskat, trots att detta torde vara en ganska enkel åtgärd. Det är heller inte särskilt troligt att så skulle vara fallet. Elmeskov m.fl. (1998) skattar exempelvis att effekten av ersättningsgraden på arbetslösheten var fyra gånger respektive dubbelt så stor i länder med låga nivåer av arbetsmarknadspolitiska åtgärder jämfört med länder med genomsnittliga eller höga nivåer. 28 Detta tyder på att antagandet om samma effekt i alla länder knappast är uppfyllt. Detta innebär att en skattad kvasi-elasticitet bara är tillämplig på ett genomsnittligt OECD-land, men inte på enskilda länder. 28 Tabell 4 i Elmeskov m.fl. (1998). Blanchard och Wolfers (2000) skriver att det tycks finnas ett signifikant tvärtsnittssamband (det vill säga samband mellan länder) mellan arbetsmarknadsinstitutioner och arbetslöshet men att tidsseriesambandet (över tiden) förefaller betydligt svagare. Det skulle innebära att teorin möjligen kan förklara skillnaderna i arbetslöshet mellan länder idag, men att den a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 19

inte kan förklara arbetslöshetens utveckling över tiden. IMF (2003) skriver att institutionella variabler kan förklara en stor del av de genomsnittliga skillnaderna mellan länderna, men att de inte kan förklara arbetslöshetens förändring över tiden, såsom uppgången i Europa eller den kraftiga nedgången i USA på 1990-talet. Fitoussi m.fl. (2000) försöker reda ut i vilken grad nedgången i arbetslöshet i flera OECD-länder under 1990-talet berodde på reformer på arbetsmarknaden i OECDs anda eller om denna berodde andra faktorer. Författarna skattade först en ekvation på tvärsnittsdata (baserat på genomsnittet för 1980-talet) där arbetslöshetens nivå förklarades av olika arbetsmarknadsinstitutioner. De flesta variabler, inklusive ersättningsgraden, var signifikanta och hade det förväntade tecknet. När de sedan skattade effekten av förändrade institutioner från 1980- till 1990-talet på förändringen av arbetslösheten blev bara en institution signifikant. Ökad koordinering i löneförhandlingar ledde till lägre arbetslöshet. 29 De flesta av de övriga variablerna, däribland ersättningsgraden, hade till och med fel tecken. Författarnas slutsats var att de arbetsmarknadsreformer som OECD förespråkade kan ha gjort nytta i vissa fall, men att de inte kunde förklara arbetslöshetsnedgången i dessa länder. 29 Tabeller 6 och 7 i Fitoussi (2000) Ett särskilt problem är att de förklarande variablerna i hög grad utgörs av index konstruerade av forskarna själva i syfte att testa sina teorier. Exempel på sådana är graden av koordinering eller centralisering i lönebildningen, grad av anställningsskydd och grad av reglering på produktmarknaderna. I bästa fall baseras dessa variabler på väl genomarbetade studier av exempelvis OECD. I värsta fall är de resultatet av en enskild forskares högst subjektiva bedömning av de olika ländernas kännetecken. Detta kan vara problematiskt då den direkta korrelationen mellan ersättningsgrad och arbetslöshet generellt är mycket låg. Bassanini och Duval (2006a) uppger att den bivariata korrelationen mellan dessa variabler för åren 1982 2003 bara var 0,087 och signifikant bara på en 10-procentsnivå. 30 Det är endast tillsammans med andra variabler som ersättningsgraden kan bli signifikant. Detta öppnar för misstankar om data mining, vilket är ett missbruk av statistiska metoder för att uppnå ett visst resultat. Ett vanligt exempel på data mining är en löneekvation som visar att vänsterhänta tjänar signifikant mer än högerhänta. Om forskaren samtidigt hade testat för ett 40-tal andra personliga egenskaper (hårfärg, ögonfärg, längd, med mera) som vanligtvis inte antas påverka lönen och som heller inte blev signifikanta finns det all anledning att tro att det signifikanta resultatet berodde på ren slump. 30 Tabell 1.1 i Bassanini och Duval (2006a). Ett relaterat fenomen är publication bias, där enskilda forskare och vetenskapliga tidskrifter föredrar att publicera studier som uppvisar signifikanta resultat som bekräftar gängse teorier snarare än de studier som inte lyckats göra detta. Denton (1985) visade att detta kan ge upphov till okoordinerad kollektiv data mining som har precis samma effekter som data mining utförd av en enskild forskare. 20 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

Blanchard och Wolfers (2000) varnade för vad de kallade ekonomisk darwinism, när forskare i efterhand konstruerar mått som kan förväntas förklara ett visst fenomen. Om måttet ger de önskade resultaten fortsatter man att använda detta men i annat fall ersätts det med ett nytt mått. Freeman (2005) menade att de empiriska beläggen för att ersättningsgraden har en positiv effekt på arbetslösheten är mycket tunna och grundas främst på ekonomernas starka förutfattade meningar. Blanchard och Wolfers (2000) skattade en panel för 19 OECD-länder för att undersöka samspelet mellan arbetsmarknadsinstitutioner och ekonomiska störningar. I modellen användes först ett tidsinvariat (det vill säga ett genomsnittligt) mått på ersättningsgraden, framtagen av forskaren Stephen Nickell (1997). Resultatet blev att såväl ersättningsgraden som fem andra institutionella variabler hade en signifikant positiv effekt på arbetslösheten. När de skattade om modellen med ett annat tidsvarierande mått på ersättningsgraden, framtaget av OECD, minskade koefficienterna betydligt och var, med ett undantag (lönekoordinering), inte längre signifikanta. Detta gällde även ersättningsgraden. 31 Författarna menade att detta var ett oroväckande tecken som kunde tyda på data mining. I en studie av Nickel m.fl.(2002) förändrades resultaten drastiskt när tidsperioden 1961 1992 förlängdes med tre år. En tidigare signifikant variabel (anställningsskyddslagstiftning) blev insignifikant, en tidigare insignifikant variabel (realräntan) blev signifikant. Flera skattade koefficienter blev 30 50 procent lägre. 32 Baker m.fl. (2005) kommenterade att det faktum att tre extra år av data leder till så påtagliga förändringar i resultaten reser allvarliga frågor om slutsatsernas robusthet. 31 Tabell 5 och 6 i Blanchard och Wolfers (2000). 32 Baker m.fl. (2005). Belot och van Ours (2001) skattar en panel av 18 OECD-länder för perioden 1960-1994. I den allra enklaste specifikationen fick samtliga institutionella variabler signifikanta koefficienter med rätt förväntat tecken. En höjning av ersättningsgraden med en procentenhet skulle leda till en uppgång i arbetslösheten med 0,07 procentenheter. När författarna lägger till fasta lands- och tidseffekter blir samtliga variabler icke-signifikanta. När de tillåter interaktion mellan institutionella variabler, som exempelvis mellan ersättningsgrad och skattekil, förändras återigen resultatet. Den direkta effekten av ersättningsgraden på arbetslösheten blir signifikant negativ. Den totala effekten av ersättningsgraden blir då positiv endast i länder med tillräckligt hög skattekil. I OECDs Employment Outlook (1999) redovisas resultatet av en panelstudie för 17 OECD-länder som i sin grundspecifikation gav liknande resultat som i de ovan refererade studierna. När en variabel för egnahemsägande lades till blev effekten av alla övriga variabler, inklusive ersättningsgraden, insignifikanta. 33 33 OECD:s Employment Outlook 1999, tabell 2.8, sid. 78. Baccaro och Rei (2005) gjorde en systematisk genomgång av tänkbara modellspecifikationer och de statistiska problemen med standardmodellen. I de flesta specifikationer var ersättningsgraden inte signifikant och hade a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 21

ofta fel tecken. Författarnas slutsats var dessa resultat gav mycket lite stöd för synen att man kan minska arbetslösheten bara genom att göra sig av med institutionella stelheter. Omvänd kausalitet Den statistiska samvariationen mellan ersättningsgrad och arbetslöshet behöver inte tolkas som ett orsakssamband där höjd ersättningsgrad leder till ökad arbetslöshet. Orsakssambandet kan även gå i motsatt riktning. Hög arbetslöshet kan leda till politiska krav på en förbättrad arbetslöshetsförsäkring. I vissa länder tycks detta omvända orsakssamband vara en troligare förklaring. I Italien och Portugal ökade exempelvis arbetslös heten redan på 1970-talet medan ersättningsnivåerna började höjas först på 1980-talet. Något vetenskapligt test på riktningen i ett orsaksamband finns naturligtvis inte. Däremot finns det statistiska tester för något som kallas Grangerkausalitet. En variabel sägs Granger-orsaka en annan variabel om historiska värden av den förra kan förutsäga den framtida utvecklingen av den senare. Howell och Rehm (2009) hävdar att de Granger-test som redovisats i olika studier inte är entydiga och att det finns visst stöd för kasusalitet i bägge riktningarna. Elmeskov m.fl. (1998) visar att 5 eller 6 av 19 OECD-länder (Belgien, Frankrike, Italien, Storbritannien, USA och möjligen även Nederländerna) uppvisar en signifikant omvänd kausalitet. Där var det den stigande arbetslösheten som föranlett en höjning av ersättningsnivåerna och inte tvärtom. Studien redovisar dock inte hur många länder som uppvisar en rättvänd kausalitet. Detta är anmärkningsvärt eftersom det finns många länder som antagligen har mycket liten korrelation mellan ersättningsgrad och arbetslöshet, eftersom de haft mycket liten variation i ersättningsnivåerna. På svenska data är den samtida korrelationen mellan arbetslöshet och ersättningsgrad -0,17. Den har alltså fel tecken, är mycket låg och inte signifikant på en femprocentsnivå. Ett grangerkausalitetstest visar att ersättningsgraden inte har något som helst förklaringsvärde för framtida arbetslöshet. Det finns dock ett visst stöd för att arbetslösheten orsakar ersättningsgraden på fyra till fem års sikt. Korrelationen är dock negativ. Det innebär att en höjd arbetslöshet i Sverige leder till att ersättningsgraden sänks, såsom skedde på 1990-talet, men en höjd ersättningsgrad påverkar inte framtida arbetslöshet. 34 Stigande sysselsättning eller minskat arbetskraftsdelatagandet 34 Dessa tester redovisas i bilaga 1. Även om vi accepterar de ekonometriska resultaten i panelstudierna är tolkningen av dessa resultat inte så självklar som det i förstone kan framstå som. De flesta studier har bara skattat effekten på arbetslösheten och har inte gjort motsvarande skattningar för sysselsättningsgrad eller arbetskraftsdeltagande. Det innebär att vi inte vet i vilken mån en sänkt ersättningsgrad påverkar arbetslösheten via en ökad sysselsättningsgrad eller via ett minskat arbetskraftsdeltagande. Arbetslösheten kan minska både 22 a-kassan och arbetslösheten TCO 2013

genom att sysselsättningen stiger och genom att arbetskraftsdeltagandet minskar. Ett exempel på det senare är förtidspensionering av långtidsarbetslösa, som minskar både arbetslöshet och arbetskraftsdeltagande utan att sysselsättningen behöver påverkas. En höjd ersättningsgrad kan också göra det mer attraktivt att förbli arbetslös istället för att lämna arbetskraften och även att ta ett arbete för att på så sätt kunna kvalificera sig för arbetslöshetsersättning i framtiden. Detta är inte enbart av teoretiskt intresse. Card och Riddell (1995) har studerat orsakerna till skillnaden i arbetslöshetsnivåerna i USA och Kanada. 35 Efter att ha varit på ungefär lika hög nivå under flera decennier ökade den kanadensiska arbetslösheten betydlig mer i slutet av 1990-talet för att sedan falla tillbaka långsammare än i USA. Under lågkonjunkturen i början av 1990-talet vidgades klyftan ytterligare. Arbetslösheten i Kanada förblev högre än i USA ända fram till finanskrisen 2008. En vanlig förklaring till detta är den betydligt mer generösa kanadensiska arbetslöshetsförsäkringen. Card och Riddells studie bekräftar att så också var fallet, men visar att mekanismerna var helt andra än de vanligen antagna. I första hand förklarades den lägre relativa arbetslösheten i USA inte av högre sysselsättning, utan av lägre arbetskraftsdeltagande. Arbetslösa amerikaner lämnar arbetskraften betydligt snabbare än motsvarande kanadensare. En viktig förklaring till detta förefaller ha varit den låga och kortvariga arbetslöshetsersättningen i USA. Det finns goda teoretiska grunder till varför högre ersättningsnivå kan leda till högre arbetskraftsdeltagande. Om arbetslösa får en hög arbetslöshetsersättning kan det stimulera arbetssökande personer att registrera sig vid arbetsförmedling och uppfylla de krav på sökaktivitet mm. som ersättningen ställer. I vissa teoretiska modeller finns också en s.k. kvalificeringseffekt, dvs. att personer utanför arbetskraften finner det lönsamt att försöka skaffa sig ett jobb för att därmed i framtiden kunna bli berättigad till arbetslöshetsersättning. 36 Något entydigt empiriskt stöd för detta finns dock inte. Finansdepartementets kalkyl bortser helt från denna mekanism. Istället antar man att hela den antagna effekten av ersättningsgraden på arbetslösheten går via sysselsättningen. Finansdepartementet går till och med ett steg längre och antar på mycket lösa grunder att arbetskraftsdeltagandet ökar när arbetslösheten faller. Detta antagande baseras enbart på observationen att arbetskraftsdeltagandet ökar när arbetslösheten minskar av konjunkturella skäl. Det finns dock inga starka skäl att tro att liknande effekter uppstår när jämviktsarbetslösheten minskar. Finansdepartementet antar därför att effekten på sysselsättningsgraden är ca 30 procent större än effekten på arbetslösheten. 35 Se även Card och Riddell (1993) och Moorthy (1989). 36 Cahuc och Zylberberg (2004), sid 118-120. OECD-studiernas giltighet för Sverige Den främsta invändningen mot att använda resultaten från panelstudierna för att dra slutsatser om enskilda länder som Sverige är att OECD-länderna sinsemellan är mycket olika. Resultatet i panelstudierna tycks i första hand drivas av skillnaden mellan relativt avreglerade anglosaxiska länder med a-kassan och arbetslösheten TCO 2013 23