Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) Konjunkurläge juni 12 75 FÖRDJUPNING Konsumion, försikighessparande och arbeslöshesrisker De förvänade inkomsborfalle på grund av risk för arbeslöshe har öka rendmässig under de senase decennie. I denna fördjupning undersöks hur uvecklingen har påverka hushållens konsumion och sparande. Genom a använda e ny må på de förvänade inkomsborfalle i en för övrig konvenionell konsumionsfunkion visar analysen a uvecklingen öka försikighessparande och minska konsumionen. Hushållens sparkvo kan därmed ha öka med så mycke som ca 3 procenenheer under de senase decennie. Med de nya måe kan konsumionsfunkionen som helhe esimeras med sörre precision och variaioner i konsumion och sparande förklaras bäre. LIVSCYKELHYPOTESEN Hushållens 35 oala konsumionsugifer ugör knapp hälfen av BNP men varierar mindre än BNP och dess andra komponener. Den förhållandevis låga variaionen förklaras i ekonomisk eori av livscykelhypoesen, som är den sedan länge dominerande eorin för a förklara hushållens konsumion och sparande, de vill säga hur mycke som ska konsumeras idag och i framiden. I eorin anas a hushålle faar beslu om konsumion och sparande idag för a maximera nyan av konsumionen över livscykeln. Efersom marginalnyan anas vara avagande, de vill säga värde av yerligare konsumion avar med konsumionsnivån, har hushållen drivkrafen a jämna u konsumionen över iden. De innebär i sin ur a inkomserna normal varierar beydlig mer än konsumionen och a man får sora variaioner i sparande. 36 Forskningen har också visa a konsumionen för enskilda individer över livscykeln är någo ojämnare än vad eorin säger och mer liknar e inverera U, de vill säga är lägre i unga och sena år än vad livscykelhypoesen förusäger. 37 A konsumionen är förhållandevis låg i unga år beror på a yngre personer mer än andra är likvidiesbegränsade och ine kan belåna si humankapial (framida inkomser). Dessa hushåll kan allså ine 35 Här behandlas hushåll och konsumen synonym. I prakiken påverkas dock individernas konsumion av hushålles sammansäning, vilke borses från här. Med konsumion avses också vanligen konsumionsugifer. 36 Se ill exempel Deaon, A., Undersanding Consumpion, Clarendon Lecures in Economics, Oxford Universiy Press, Oxford, 1992. 37 Se exempelvis Browning, M. och T.F. Crossley, The Life-Cycle Model of Consumpion and Saving, Journal of Economic Perspecives, 15, 01, sid. 3 22.
Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) 76 BNP och eferfrågan ujämna konsumionen som önskvär och deras konsumion blir då exra inkomskänslig. FÖRSIKTIGHETSSPARANDE De finns också e allmän moiv ill a spara för a försäkra sig mo olika framida inkomsrisker, som kan realiseras i de fall man själv eller någon i familjen drabbas av exempelvis ohälsa, ovänade ugifer eller arbeslöshe. Riskerna för a hamna i sådana illsånd varierar över iden och därför varierar även sparande. Denna yp av sparande brukar kallas försikighessparande. Den ekonomiska poliiken i Sverige har bland anna syfa ill a öka sysselsäningen och minska arbeslösheen, under senare år bland anna genom införande av jobbskaeavdrag och genom en sänkning av ersäningsnivåerna vid arbeslöshe. Tanken med dea har vari a öka inciamenen för a söka och accepera nya jobb och a minska arbeslöshesiderna. Samidig drabbades ekonomin av finanskrisen hösen 08 och därefer har arbeslösheen sigi med ca 1,5 procenenheer ill 7,5 procen. Kombinaionen med ökad risk för arbeslöshe och sänka ersäningar ill arbeslösa kan ha medför e öka försikighessparande. Syfe med denna fördjupning är framför all a undersöka om förändringar i inkomsborfall vid arbeslöshe har öka försikighessparande. KONSUMTIONSFUNKTIONEN Konsumionsfunkionen är en ekvaion som kan härledas ur livscykelhypoesen och som förklarar hushållens konsumionsbeeende. I sudier med aggregerade daa är de vanlig a man skaar konsumionsfunkioner som om de gällde för en enskild, represenaiv, konsumen. En sor mängd sådana sudier visar a hushållens konsumion är en funkion av inkoms och förmögenhe och a funkionen verkar vara relaiv sabil över iden. 38 Den grundläggande konsumionsfunkionen för en represenaiv konsumen kan skrivas 39 C β TW = (1) 38 Se ill exempel Eirheim, O., E.S. Jansen och R. Nymoen, Progress from Forecas Failure The Norwegian Consumpion Funcion, Economerics Journal, 5, 02, sid. 64. De finns också sudier som försöker särskilja e särskil beeende för de hushåll som är likvidiesbegränsade eller av andra skäl är mer korsikiga än vad livscykelhypoesen förusäger, se exempelvis Campbell, J.Y. och N.G. Mankiw, The Response of Consumpion o Income: A Cross-Counry Invesigaion, European Economic Review, 35, 1991, sid. 723 756. 39 Se exempelvis Hall, R.E. och F.S. Mishkin, The Sensiiviy of Consumpion o Transiory Income: Esimaes from Panel Daa on Households, Economerica,, 1982, sid. 461 481, för en härledning.
Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) Konjunkurläge juni 12 77 där C är konsumionen under en viss idsperiod och TW är konsumenens oala förmögenhe inklusive de diskonerade värde på de framida förvänade arbesinkomserna. β TW kan därför ses som den inkoms som man skulle kunna konsumera varje år under den förvänade åersoden av livsiden. Efer varje år som går får man ny informaion, gör en ny planering och konsumerar β TW. I prakiken är de svår a få e hel illförlilig må på förmögenheen, speciell på värde av humankapiale. Därför är de vanlig 41 a man använder den akuella inkomsnivån som må på både akuell och framida inkoms och skaar en funkion med akuell inkoms Y och e neoförmögenhesbegrepp W som omfaar real förmögenhe i form av småhuskapial, finansiell förmögenhe i form av akier, fonder, pensionskapial, bosadsräer, eceera, minus skulder. I lierauren är de vanlig a man esimerar konsumionsfunkionen i logarimisk form. De kan moiveras av både saisiska och eoreiska skäl. 42 E långsikig samband för svenska kvaralsdaa för perioden 1996 11 för konsumionsugiferna räkna per vuxen person (från 15 år) blir lnc = konsan + 0,26 lny + 0,24 lnw (2) ( 0,09) (0,04 ) där siffrorna inom parenes är sandardfel. De skaade paramerarna är jämförbara med resula för andra länder även om inkomskoefficienen verkar vara relaiv låg. 43 De kan bland an- β kan olkas på följande sä. Genomsnisåldern i Sverige är 41 år och den åersående förvänade livsiden är 42 år. Då kan man grov räkna ro a 1 β = = 0,024. Under vissa förusäningar, bland anna a konsumenen har 42 evig liv, är β = realränan. I ekonomeriska skaningar med aggregerade daa brukar β vara någo lägre, bland anna på grund av arv ill kommande generaioner. 41 Se ill exempel Berg, L. och R. Bergsröm, Housing and Financial Wealh, Financial Deregulaion and Consumpion, Scandinavian Journal of Economics, 97, 1995, sid. 421 439, för svenska förhållanden. 42 Variansen i konsumionsnivån enderar a öka med sigande konsumion. Dea undviks om man använder relaiv förändring genom logarimiska differenser. En logarimisk form brukar också moiveras eoreisk av a nyofunkionen känneecknas av konsan relaiv riskaversion, se ill exempel Aanasio, O.P. och G. Weber, Ineremporal Subsiuion, Risk Aversion and he Euler Equaion for Consumpion, Economic Journal, 99, 1989, sid. 59 73. 43 Jämför exempelvis för Norge i Erlandsen, S. och R. Nymoen, Consumpion and Populaion Age Srucure, Journal of Populaion Economics, 21, 08, sid. 5 5, där inkomskoefficienen är 0,68 respekive 0,75 och förmögenheskoefficienen 0,22 respekive 0,15 för idsperioderna 1968 1998 respekive 1968 04.
Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) 78 BNP och eferfrågan na bero på a inkomsen dålig avspeglar de framida förvänade arbesinkomserna. 44 KONSUMTION, ARBETSLÖSHETSRISK OCH INKOMSTBORTFALL Osäkerheen om framida inkomser påverkar hur sor del av inkomsen som sparas. Högre osäkerhe bör öka försikighessparande. Enlig konsumionseorin kan de förvänade inkomsborfalle vid arbeslöshe påverka konsumion och försikighessparande. Dea inkomsborfall realiseras för vissa individer men risken finns givevis för många fler individer och påverkar även deras försikighessparande. Om förvänade inkomsborfall förändras över iden, genom a risken för arbeslöshe och/eller ersäningsnivåerna i arbeslöshesförsäkringen förändras, kan försikighessparande också förändras. I konsumionsfunkionen ger risken för inkomsborfallen negaiv effek på konsumionen. I denna fördjupning används en meod för a beräkna risken för a bli arbeslös som i sin ur används för a beräkna de riskerade inkomsborfalle om man skulle bli arbeslös. 45 Ugångspunken är a inkomsen minskar om man blir arbeslös och a hushållen, i genomsni, kommer a gardera sig för denna risk med en minskad konsumion, e försikighessparande. Sannolikheen för a bli av med jobbe beräknas från ekvaionen I+ 1 = SE, där I + 1 är inflöde i arbeslöshe i period +1, S är sannolikheen för a bli av med jobbe i period och E är anale sysselsaa i period. 46 Om perioden är lång ökar risken för a samma person kan ha vari i olika illsånd under perioden. Därför har månadsdaa vals för beräkningen av sannolikheerna medan övriga daa är på kvaral. Daa för inkomserna saknas på kvaralsfrekvens och har därför inerpoleras från årsdaa. Hänsyn har agis ill a sannolikheen för a bli av 44 Sifforna inom parenes anger de beräknade sandardfelen. Inkoms och förmögenhe har en saisisk signifikan effek på konsumionen på alla rimliga signifikansnivåer. De finns många ekniska problem med en sådan skaning. Skaningen baseras här på en meod uvecklad av Pesaran, M.H., Y. Shin och R.J. Smih, Bounds Tesing Approaches o he Analysis of Level Relaionships, Journal of Applied Economerics, 16, 01, sid. 289 326. Den fullsändiga specifikaionen varur (2) har härles är Δ lnc = 0,34+ 0,) Δ lnw 0,27lnC 0,07lnW och skaades för (0,09) (0,03) (0,08) 1 + 0,07lnY 1 + (0,04) (0,07) 2 perioden 1996kv2 11kv4. R för denna ekvaion är 0,35. 45 Meoden för a beräkna risken för a en sysselsa blir arbeslös föreslogs av Shimer, R., Reassessing he Ins and Ous of Unemploymen, Review of Economic Dynamics, 15, 12, sid. 127 148. 46 Man kan också härleda sannolikheen för a en arbeslös ska hia e jobb, F, ur ekvaionen U+ 1 = (1 F ) U + I + 1, där U är arbeslösheen sam sannolikheen för 1 (1 a bli av med jobbe ur ekvaionen U+ = SE + F) U. Se referens i fono 45. 1
Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) Konjunkurläge juni 12 79 med jobbe ökar under e kvaral. 47 Risken för a bli av med jobbe samvarierar med konjunkuren, vilke framgår av diagram 127 som också visar Konjunkurinsiues arbesmarknadsgap. Den andra delen av beräkningen gäller inkomsborfalle om man skulle bli arbeslös. För de sysselsaa beräknas inkomsen hel enkel som den genomsniliga löneinkomsen per ansälld, w. Uppgifer saknas om ransfereringar och skaer för enbar de sysselsaa respekive arbeslösa och därför används bruolönen. På liknande sä beräknas bruoinkomsen för arbeslösa som den genomsniliga arbeslöshesersäningen sam ersäningen (akiviessöd) för personer i arbesmarknadsubildning, även här räkna bruo. Denna ersäning beecknas b, och de förvänade inkomsborfalle blir därmed S( w b) (3) Här är de allså beräkna som den förvänade fakiska skillnaden i genomsnilig bruoinkoms mellan sysselsaa och arbeslösa muliplicera med sannolikheen för a förlora jobbe. De förvänade inkomsborfalle har öka krafig under perioden 1993 11 (se diagram 128). Uvecklingen av de arbeslösas genomsniliga ersäningar i förhållande ill löneinkomserna visas i diagram 129. Där ser man a den genomsniliga ersäningsgraden beräknad på dea sä har minska från ca ill procen mellan 1993 och 11. Frågan är hur denna uveckling ska förklaras och om de beräknade måe kan förklara försikighessparande i en konsumionsfunkion. Under senare år har en mängd förändringar gjors i arbeslöshesförsäkringen som påverka ersäningsgraden. De är dock mycke svår a fånga in konsekvenserna av dea i e enda må på ersäningsgrad. De vikigase förändringarna som påverka Diagram 127 Risken för a bli av med jobbe och Konjunkurinsiues arbesmarknadsgap Procen 7.0 6.5 6.0 5.5 5.0 4.5 4.0 93 95 97 99 01 03 05 07 09 Risken för a bli av med jobbe Konjunkurinsiues arbesmarknadsgap (höger) Diagram 128 Förväna inkomsborfall vid arbeslöshesrisk 00-al kronor per månad 1.4 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 93 ersäningsgradens uveckling över iden är: Anm. Beräkna enlig ekvaion (3). Källor: SCB och Konjunkurinsiue. sänka ersäningsnivåer i arbeslöshesförsäkringen slopa förhöj inkomsak de försa 0 dagarna fler individer hamnar över inkomsake som vari oförändra sedan 02 arbeslöshesperiodens längd färre medlemmar i a-kassorna jobbskaeavdrage. Källor: SCB och Konjunkurinsiue. 95 97 99 01 03 05 07 09 11 11 4 2 0-2 -4-6 -8 1.4 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 Diagram 129 Ersäningsgrad, genomsnilig ersäning för arbeslös som andel av genomsnilig löneinkoms Procen De flesa av dessa förändringar kommer a regisreras i (3) men de är några fakorer som ine inkluderas i måe. Efersom 47 I de kvaralsdaa som används beräknas sannolikheen för a man ska bli av med jobbe under e kvaral med ugångspunk i de sannolikheer som beräknas för månadsdaa. Kvaralsobservaionen är beräknad från den sisa månaden i kvarale och framå som S 2 + ( 1 S 2) S 1 + (1 S 2)(1 S 1) S, de vill säga a för varje månad inom kvarale beror sannolikheen på om man idigare blivi arbeslös eller ine. 93 95 97 99 01 03 05 07 09 Källor: SCB och Konjunkurinsiue. 11
Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) 80 BNP och eferfrågan Diagram 1 Olika må på ersäningsgrad Procen 90 80 90 80 bruoinkomser används kommer effeken av jobbskaeavdrage ine med. De orde underskaa inkomsborfalle enlig ekvaion (3), efersom jobbskaeavdrage specifik gynnar de sysselsaa. Men samidig är skaerna högre för sysselsaa än för arbeslösa vilke överskaar inkomsborfalle här. Effeken av a all fler personer sår uanför a-kassan och därför ine får någon ersäning fångas dock av (3) efersom de ubealda ersäningarna fördelas på alla arbeslösa. Under perioden 05 ill ökade andelen arbeslösa som sod uanför a-kassan från ill dryg procen. En moverkande fakor skulle kunna vara a många arbeslösa har andra inkomser än arbeslöshesersäning och akiviessöd. Enlig Finanspoliiska rådes rappor besod dock inkomserna år för öppe arbeslösa över 26 år ill 77 procen av arbeslöshesersäning eller akiviessöd. 48 För delagare i arbesmarknadsubildning var denna siffra 90 procen. Övriga inkomser verkar allså spela en underordnad roll men bidrar roligen ändå ill en överskaning av inkomsborfalle i (3). Sammanage är de oklar om måe i ekvaion (3) över- eller underskaar inkomsborfalle. I andra undersökningar har man också kommi fram ill a ersäningsgraden minska under senare år, om än ine rikig lika mycke som här. I en fördjupning i Konjunkurläge, mars 09 beräknades den effekiva ersäningsgraden för en medelinkomsagare under förusäning a denne är beräigad ill den inkomsrelaerade delen i arbeslöshesförsäkringen. Med sådana beräkningar missar man dock de som får lägre ersäningar, ill exempel de numera ca vå redjedelar som ligger över ersäningsake och givevis även de som sår uanför a-kassan och enbar får e grundbelopp. Genom a beräkna inkomsborfalle från de fakiska ubealningarna är de rolig a de här beräknade måe (3) äcker in sörre olikheer mellan individerna. 49 Dessa vå må visas i diagram 1 och verkar följa en gemensam rend. Till syvende och sis gäller dock frågan här hur de förvänade inkomsborfalle påverkar konsumion och sparande. 93 95 97 99 01 03 05 07 09 11 Ers. grad enlig meod i Konjunkurläge mars 09 Relaiv inkomsborfall enlig Konjunkurinsiue Källor: Arbesförmedlingen, Medlingsinsiue, SCB och Konjunkurinsiue. INKOMSTOSÄKERHET I KONSUMTIONSFUNKTIONEN När man uökar den konvenionella konsumionsfunkionen (2) med en arbeslöshesvariabel är den ine signifikan, varken på kor eller på lång sik. De beror förmodligen på a arbeslösheen i sig ine fångar upp de mer relevana inkomsborfalle. 48 Se kapiel 11 i Svensk finanspoliik, Finanspoliiska rådes. Finanspoliiska råde räknar med olika ypfall och beräknar ersäningsgraden för åren 06 och för olika inkomsnivåer och arbeslösheslängder. 49 Se fördjupningen Ersäning vid arbeslöshe i Konjunkurläge, mars 09. Där beräknades ersäningsgraden vid en genomsnilig lön och under förusäning a denne är beräigad ill den inkomsrelaerade delen i arbeslöshesförsäkringen. Ekonomeriska beräkningar visar a även dea må fungerar bra för a förklara försikighessparande.
Fördjupning i Konjunkurläge juni 12 (Konjunkurinsiue) Konjunkurläge juni 12 81 Konsumionsfunkionen uvidgas nu i sälle med variabeln S w b) och e ny långsikig samband skaas ill: ( ln C = konsan + 0, lny + 0,22 lnw 0,03 ln( S ( w b) ) (4) (0,06) (0,02) (0,01) Beräkningen visar a effeken av e förväna inkomsborfall på grund av arbeslöshesrisk är saisisk signifikan och ökar försikighessparande. Precisionen i beräkningen av både inkomseffeken och förmögenheseffeken är nu också sörre än för sandardfunkionen, inkomskoefficienen är mer realisisk och förklaringsgraden ökar markan. 51 Resulaen visar också, som förväna, a de är risk för inkomsborfall och ine arbeslöshe i sig som är den relevana variabeln här. Efersom de förvänade inkomsborfalle på grund av arbeslöshesrisk har öka under de senase decennie har också försikighessparande öka. Diagram 131 visar hur den del av sparkvoen som beror på de förvänade inkomsborfalle vid arbeslöshe öka från omkring 2,5 procen i slue av 1990-ale ill omkring 5 procen av den disponibla inkomsen de senase åren. Försikighessparande har därmed, enlig denna analys, svara för en sor del av ökningen i sparkvoen de senase decennie. Man ser också a förändringar i arbeslöshesrisken kan försärka konjunkurcykeln via konsumionen. I lågkonjunkurer ökar arbeslöshesrisken, och därmed de förvänade inkomsborfalle, vilke ökar försikighessparande. Sannolikheen för a en arbeslös ska finna e jobb minskar också i lågkonjunkuren. Resulaen visar allså a konjunkurberoende arbeslöshesförsäkringar skulle kunna moverka konjunkursvängningarna via försikighessparande. Sammanfaningsvis pekar beräkningarna i denna fördjupning på a både riskerna för och konsekvenserna av a bli av med jobbe öka krafig i Sverige de senase decennie. Dea påverkar hushållens oala konsumion och försikighessparande. Diagram 131 Försikighessparande på grund av arbeslöshesrisk Procen av disponibel inkoms 6.0 5.5 5.0 4.5 4.0 3.5 3.0 2.5 2.0 96 98 00 02 04 06 08 Källor: SCB och Konjunkurinsiue. 12 6.0 5.5 5.0 4.5 4.0 3.5 3.0 2.5 2.0 Ekvaion (4) härleds från den esimerade ekvaionen ΔlnC = 0,31+ 0,11ΔlnW 0,lnC (0,09) (0,03) + 0,17lnY (0,06) 1 + 0,09lnW (0,02) (0,) 1 0,01 ln( S (0,004) 1 ( w b) ) 1 2 R =0,41 för denna ekvaion. 51 Den esimerade ekvaionen klarar alla konvenionella felspecifikaions- och sabilieses och förbärar på marginalen förklaringen av variaionen i konsumionen med ca 6 procenenheer. Konfidensinervallen för de skaade paramerarna minskar också.