Regional riskdelning genom skatter och överföringar: En kvantitativ studie av det svenska skattesystemet

Oskar Bäcklin & Victor Gunnestrand

Regional riskdelning genom skatter och överföringar

En kvantitativ studie av det svenska skattesystemet

Regional Risk-sharing Through Tax and Transfers

A quantitative study on the Swedish fiscal system

Examensarbete-Nationalekonomi

Degree project Master of Science in Business and Economics

Termin: VT-20

Handledare: Jesper Huric-Larsen

I

Tackord

Vi vill först och främst tacka vår handledare Jesper Huric-Larsen för vägledning och inspiration under arbetsprocessen. Vi vill även tacka Niklas Jakobsson för behjälplighet med datahantering i STATA. Vi vill också rikta ett tack till Klaas Staal för svar på statistiska frågor.

Oskar Bäcklin Victor Gunnestrand

2020-06-17 2020-06-17

backlin33@gmail.com gunnestrandvictor@gmail.com

II

Sammanfattning

Vid en asymmetrisk chock, det vill säga en chock som ger olika utfall över regioner, eller är regionsspecifik, försvåras stabiliseringsåtgärder. Penningpolitiska åtgärder kan inte bedrivas utan att påverka alla regioner och att överlåta stabiliseringsprocessen till enskilda regioner medför även problem. Dock har det visats att det centrala skattesystemet utjämnar disponibel inkomst vid asymmetriska chocker och stabiliserar inkomster mellan regioner. I den här uppsatsen analyserar vi hur det svenska skattesystemet absorberar asymmetriska inkomstchocker sett till utjämning av personlig disponibel inkomst genom skatter och överföringar. Genom att använda paneldata under perioden 2000 till 2018 utför vi en kvantitativ studie baserad på en ekonometrisk modell där vi mäter hur inkomstchocker absorberas av skattesystemet vid en förändring i inkomst på 1 krona. Våra resultat visar att skattesystemet absorberar i genomsnitt 18 procent av den initiala chocken, detta sker främst genom skatter. Fortsättningsvis finns det stora skillnader mellan regioner där absorberingen varierar mellan -15 till 71 procent. Vid jämförelse mot tidigare studier på det svenska systemet tyder resultaten på att riskdelning bör vara lägre, men vi ser en högre grad av inkomstutjämning, vilket kan bero på skillnad i dataspecifikation. Vi ser även att utjämningen sker till större del genom skatter än överföringar jämfört med tidigare undersökningsperiod. Vi undersöker också om skattesystemet har lika utjämningseffekt mellan olika kommungrupper där resultatet visar att detta inte stämmer.

Nyckelord: Skattesystem, riskdelning, asymmetrisk chock, stabilisering

III

Abstract

Facing asymmetric shocks i.e. a shock that act differently over regions or a region-specific shock imposes hardship on stabilization policies. Monetary policies cannot be conducted without causing disturbances across regions and assigning the stabilization process to individual regions also implies difficulties. However, the fiscal system has been proven to be a smoothening component facing asymmetrical disturbances stabilizing income across regions.

In this thesis we analyze how the Swedish fiscal system absorbs asymmetric income shocks regarding smoothening disposable income via taxes and transfers. Using panel data over the period 2000-2018 we perform a quantitative study based on an econometric model where we measure the amount of an income shock absorbed by the fiscal system due to a 1-krona change in personal income. Our results show that the fiscal system absorbs on average 18 percent of the initial shock, this is mostly due to the tax effect. However, there is major differences across regions where the amount of shock absorbing varies between -15 to 71 percent. Comparing our results to previous studies on the Swedish system evidence suggests that the amount of risk- sharing should be lower, but we see a higher degree of income smoothening, which might be due to difference in data specification. There is also evidence that income smoothening is more reliant on taxes compared to previous study. We also explore if the fiscal system has an equal smoothening effect across different municipal groups where evidence shows that this is not true.

Keywords: Fiscal system, risk-sharing, asymmetric shock, stabilization

IV

Innehållsförteckning

1. Introduktion ... 1

1.1 Inledning ... 1

1.2 Problemformulering ... 2

1.3 Syfte ... 3

1.4 Metod ... 3

1.5 Avgränsningar ... 3

1.6 Forskningsbidrag ... 4

1.7 Disposition ... 4

2. Bakgrund ... 5

2.1 Asymmetriska chocker i valutaområden ... 5

2.2 Riskdelning ur ett konsumtionsutjämnings perspektiv ... 6

2.3 Hur en central budget bidrar till stabilisering vid asymmetriska chocker ... 7

3. Tidigare studier ... 10

3.1 Skattesystemets totala absorberande effekt ... 10

3.1.1 Tidigare undersökningsperiod... 10

3.2 Olika motiv ... 11

4. Metod & Data ... 13

4.1 Modellen ... 13

4.2 Diskussion om data ... 15

4.3 Data ... 16

4.4 Regionindelning ... 18

4.5 Regressionsmetod ... 19

4.6 T-test ... 21

5. Resultat & Analys ... 22

5.1 Deskriptiv statistik ... 22

5.2 Hypotestester av paneldata... 23

5.3 Regressionsanalys regioner ... 24

5.4 Jämförelse mot tidigare undersökningsperiod ... 27

5.5 Regressionsanalys SKR ... 32

6. Diskussion ... 35

6.1 Regioner ... 35

6.2 Undersökningsperioder ... 35

6.3 Kommungruppsindelning enligt SKR ... 37

7. Slutsats ... 38

7.1 Förslag till framtida studier ... 39

8. Referenser ... 40

V Bilagor ...

VI

Tabellförteckning

Tabell 1: Sveriges Regioner och antal kommuner 18

Tabell 2: SKR:s Kommungruppsindelning 19

Tabell 3: Sammanfattande regional statistik, reala per capita värden i TSEK, 2000–2018 22 Tabell 4: Sammanfattande SKR statistik, reala per capita värden i TSEK, 2000–2018 23

Tabell 5: Relativ skatt mot Relativ inkomst, 2000–2018 24

Tabell 6: Relativ överföring mot Relativ inkomst, 2000–2018 25 Tabell 7: Förändring i skatt, överföring och disponibel inkomst vid inkomstökning på 1

krona 26

Tabell 8: Jämförelse mellan skatteelasticiteter, 1983–2001 och 2000–2018 28 Tabell 9: Jämförelse mellan överföringselasticiteter, 1983–2001 och 2000–2018 28 Tabell 10: Jämförelse mellan skatteelasticiteter, 1983–1990 och 2000–2018 29 Tabell 11: Jämförelse mellan överföringselasticiteter, 1983–1990 och 2000–2018 29 Tabell 12: Jämförelse mellan skatteelasticiteter, 1991–2001 och 2000–2018 30 Tabell 13: Jämförelse mellan överföringselasticiteter, 1991–2001 och 2000–2018 30 Tabell 14: Jämförelse mellan förändring i skatt, överföring och disponibel inkomst vid

inkomstökning på 1 krona, 1983–2001 och 2000–2018 31

Tabell 15: Relativ skatt mot Relativ inkomst, SKR 32

Tabell 16: Relativ överföring mot Relativ inkomst, SKR 33

Tabell 17: Förändring i skatt, överföring och disponibel inkomst vid inkomstökning på 1

krona 34

1

1. Introduktion

1.1 Inledning

Ekonomiska chocker är fenomen som ständigt påverkar, oavsett vad chocken beror på för den med sig konsekvenser. Gemensamt för dessa händelser är att de avviker från det normala till följd av någonting oväntat. Chocken kan få ekonomin att rusa eller stanna upp tvärt. För att hejda dessa händelser och få ekonomin att gå tillbaka till det normala kan staten använda sig av ekonomiska styrmedel. De instrument som staten har tillhanda är penning och finanspolitik.

Riksbanken som sköter den svenska penningpolitiken har som mål att hålla en låg och stabil inflationsnivå detta för att främja en hållbar tillväxt (Riksbanken 2018). Vid landsöverskridande chocker kan räntan justeras för att antingen öka den ekonomiska aktiviteten eller hejda en ohållbar utveckling.

Men ekonomiska chocker behöver inte påverka hela landet, till exempel i Sverige kan en mild vinter få stora ekonomiska konsekvenser för skidorter men samma milda väder påverkar knappast ekonomin i lika stor grad för landets södra regioner där snön sällan faller. På samma sätt kan en omlokalisering av ett stort lokalt företag vara förödande för en kommun medan den kommun som företaget flyttar till ser ett stort uppsving i ekonomin. Sådana händelser kallas för asymmetriska chocker, chocken ter sig olika över regioner eller är specifik för en region.

Problemet med dessa händelser är att centralbanken inte kan utföra några stabiliserande åtgärder utan att påverka resten av landet. Däremot kan dessa chocker stabiliseras genom det fiskala systemet, där flödet av skatter och överföringar mellan stat och hushåll skapar en utjämnande effekt vid förändring av inkomst.

Stabilisering sker vanligtvis genom att skattebördan minskar för de som ser en minskning i inkomst, men även en ökning av direkta överföringar genom olika sociala försäkringsarrangemang exempelvis arbetslöshetsersättning. Resultatet av detta blir att den disponibla inkomsten förändras mindre än bruttoinkomsten eftersom en del av de negativa konsekvenserna absorberas av systemet. Ett annat sätt att se på det är att staten skapar riskdelning då systemet gör det möjligt jämna ut inkomstförändringar mellan regioner.

Den riskdelande effekt som det fiskala systemet har är enligt von Hagen (1998) mer eller minde en biprodukt av generella välfärds och skatte och överföringspolicyers i moderna stater. I vissa länder är riskdelning en naturlig del av de fördelningspolitiska mål som systemet bygger på där inkomstskillnader mellan regioner jämnas ut i samhället. Men det kan även vara en produkt av budgetöverföringar där den centrala staten har möjlighet att distribuera skatteintäkter mellan

2 regionala eller lokala styren. Andersson (2004) menar på att systemet kan ses som en försäkring mot inkomstbortfall där staten agerar försäkringsgivare.

Under 1990-talet publicerades ett flertal artiklar angående olika former av riskdelningsarrangemang och det fiskala systemet funktion vid asymmetriska chocker.

Debatten tog fart efter Sala-I-Martin & Sachs (1991) publicerade en artikel om det amerikanska fiskala systemets förmåga att dämpa asymmetriska chocker. Sala-I-Martin & Sachs (1991) ställde sig kritiska mot att den europeiska monetära unionen (EMU) enbart skulle bestå av ett penningpolitisk samarbete men inte ett finanspolitiskt och argumenterade för att avsaknaden av ett fiskalt system skulle försvåra stabiliseringsåtgärder. Avsaknaden av ett fiskalt system som kan transferera skattemedel mellan regioner resulterar i att effekterna av asymmetriska chocker måste gå igenom andra kanaler där Krugman (2013) bland annat lyfter fram löneförändringar, vilket är en långdragen process eftersom löneminskningar anses vara trögjusterade. Vidare menar Beetsma & Debrun (2004) att överlåta det finanspolitiska ansvaret till varje medlemsland innebär viss problematik dels för att de funktioner som finanspolitiken tillhandahåller kan ses som kollektiva varor, även de samordningsproblem som medföljer ett decentraliserat system. För att undersöka de frågor som införandet av euron väckte har undersökare vänt sig till olika länder för att utvärdera det fiskala systemet riskdelningsegenskaper för att bidra till debatten.

1.2 Problemformulering

Länder såsom USA, Kanada, Australien, Storbritannien och Frankrike¹ har undersökts och resultat har visat att det fiskala systemet spelar en viktig roll som chockdämpare genom att stabilisera inkomster mellan regioner. Men det lyfts även fram problem där Poghosyan et. al (2016) lyfter fram svårigheter i att utforma ett effektivt fiskalt system. Vidare har området även undersökts i Sverige där Andersson (2004) undersökte den svenska statens förmåga att absorbera asymmetriska chocker. Andersson (2004) visade att i genomsnitt 10 procent av den initiala chocken absorberades genom systemet. Det fanns dock skillnader mellan regioner där staten absorberade mellan 7 och 22 procent av den initiala chocken.

I detta arbete vill vi för det första uppdatera Anderssons resultat med ny data för att se om det har skett någon förändring i inkomstutjämning mellan de olika undersökningsperioderna. Vi

1 USA: Sala-I-Martin & Sachs (1991), von Hagen (1992), Bayoumi & Masson (1995), Melitz & Zumer (2002), Poghosyan et. al (2016). Kanada: Masson & Taylor (1993), Bayoumi & Masson (1995), Melitz & Zumer (2002), Poghosyan et. al (2016). Australien: Poghosyan et. al (2016). Storbritannien: Melitz & Zumer (2002) Frankrike: Melitz & Zumer (2002)

3 vill även ta reda på om det fiskala systemet har samma utjämnade effekt över olika kommungrupper som besitter liknade egenskaper.

1.3 Syfte

Syftet med denna uppsats är att analysera hur den svenska staten absorberar asymmetriska inkomstchocker sett till utjämning av personlig disponibel inkomst genom skatter och överföringar.

Uppsatsen avser att besvara nedanstående undersökningsfrågor.

• Hur stor är det fiskala systemets absorberande effekt?

• Finns det skillnader mellan undersökningsåren 1983 till 2001 och 2000 till 2018 sett till hur mycket av inkomstchocken som absorberas och på vilket sätt absorberingen sker?

• Har systemet samma utjämnade effekt över olika kommungrupper?

1.4 Metod

För att analysera hur den svenska staten absorberar asymmetriska inkomstchocker gör vi en kvantitativ studie baserad på sekundärdata tillhandahållen av statistiska centralbyråns statistikdatabas där vi mäter hur personlig disponibel inkomst förändras till följd av en inkomstförändring på 1 krona, skillnaden visar den absorberande effekten. Genom en ekonometrisk modell estimerar vi separat hur skatter och överföringar reagerar när inkomsten förändras. Dessa estimeringar används sedan för att beräkna det fiskala systemet absorberande effekt. Data består av medelvärden på kommunalnivå vilket ger oss möjlighet att utföra analysen separat för varje region utöver det svenska genomsnittet. Med region syftar vi till den politiskt administrativa regionstillhörighet som respektive kommun tillhör, tidigare benämnt landsting. För att avgöra om det finns skillnader mellan tidigare undersökningsperiod utför vi ett statistiskt test som avgör om det finns signifikanta skillnader i skatter och överföringars reaktion mellan tidsperioderna. Med kommungrupper syftar vi till den kommungruppsindelning som Sveriges kommuner och regioner (SKR) har utarbetat.

1.5 Avgränsningar

Eftersom tidsperioden 1983 till 2001 redan har undersökts av Andersson (2004) har vi valt att avgränsa undersökningsperioden mellan 2000 och 2018. Då syftet med uppsatsen ser till utjämning av personliga inkomster kommer vi inte att undersöka överföringar mellan olika politiska instanser, exempelvis kommunbidrag.

4 1.6 Forskningsbidrag

Genom att använda data på kommunnivå är vi inte begränsade till politiskt administrativa regioner utan kan undersöka det fiskala systemets absorberande effekt över olika grupper med liknande underliggande egenskaper, vilket kan säga någonting om hur effektivt systemet är sett till utjämning av personlig disponibel inkomst. Vi har inte hittat någon annan studie som har ställt liknade frågeställning och hoppas därför att vi kan bidra till debatten och genererar framtida forskning.

1.7 Disposition

Kapitel 2-Bakgrund

I bakgrunden ges en djupare förståelse om riskdelning utifrån olika perspektiv.

Kapitel 3-Tidigare studier

I kapitel tre presenteras resultat från olika studier som är relevanta för syftet där den första delen ser till studier som liknar denna och den andra delen

Kapitel 4-Metod och data

I fjärde kapitlet beskriver vi den teoretiska modell som används, vidare diskuterar vi tidigare studiers data samt presenterar den data som är hämtad från SCB:s statistikdatabas. Sedan förklaras valet av regressionsmetoden och de hypotestester som utförs.

Kapitel 5-Resultat och analys

Kapitel fem är uppdelat i fem delar. I första delen presenteras deskriptiv statistik. I andra delen visas resultaten av hypotestester för data. I tredje delen presenteras och analyseras resultaten av regressionerna som har delats upp över regioner. I fjärde delen jämförs resultaten från del tre mot tidigare undersökningsperiod. I den femte delen presenteras och analysera resultaten från SKR:s kommungruppsindelning

Kapitel 6-Diskussion

I kapitel sex lyfter vi fram intressanta observationer diskuterar dess innebörd samt jämför mot andra studier vidare diskutera vi likheter och olikheter mellan undersökningsperioder samt innebörden från kommungruppsanalysen.

5 Kapitel 7-Slutsats och förslag till framtida studier

I uppsatsen sista del dras en slutsats utifrån de uppställda undersökningsfrågorna genom de resultat och analyser som har presenterats och ger förslag till framtida studier.

2. Bakgrund

2.1 Asymmetriska chocker i valutaområden

Teorin om optimala valutaområden utvecklades i början på 1960-talet där Mundell (1961) myntade uttrycket. Teorin behandlar de för och nackdelar som finns för regioner eller länder att dela på en gemensam valuta men även de egenskaper som bör uppfyllas för ett lyckat valutasamarbete. Kouparitsas (2001) menar att egenskaperna utgör en grund för liknade konjunkturcykel inom valutaområdet, vilket är fördelaktigt för att den enfaldiga penningpolitiken ska få rätt utslag och för att kunna hantera ekonomiska chocker. De största fördelarna med en gemensam valuta är enligt Krugman (2013) att priser blir enklare att jämföra vilket leder till ökad konkurrens, risken för valutakursförluster försvinner och transaktionskostnader suddas ut vilket leder till att handel mellan regioner blir lättare. Men priset för detta är förlorad växelkurs och penningpolitik som chockdämpare mot ekonomiska chocker.

Krugman (2013) förklarar att om en region med en egen valuta och flexibel växelkurs ser en minskning i efterfrågan till följd av en ekonomisk chock kan regionen öka mängden pengar och sänka räntan. Utfallet av dessa åtgärder blir att den regionala valutan minskar i värde mot andra valutor, värdeminskningen skulle göra det billigare för utomstående att handla med regionen således ökar efterfrågan på export och regionen kommer att återhämta sig (Krugman 2013).

Om regionen ingår i ett valutaområde kan inte växelkursen dämpa de negativa effekterna, utan måste förlita sig på andra mekanismer. Mundell (1961) menar att hög rörlighet av kapital och arbetskraft är av vikt för att behålla balans i valutaområdet vid skiften i efterfrågan. Om en region upplever en chock som minskar utbudet på arbete måste de arbetslösa kunna emigrera till andra regioner. Om det däremot inte finns möjlighet att flytta emellan regioner, måste de relativa lönerna och relativa priserna i regionen minska, under antagandet att priser är trögjusterade blir processen långtgående och präglad av arbetslöshet innan jämvikt kan uppnås (Krugman 2013).

6 Kenen (1980) argumenterar för att ett finanspolitiskt samarbete mellan regioner kan minska de negativa effekterna som uppstår om en region skulle drabbas av en temporär chock. I och med samarbetet kan utbetalningar i form av arbetslöshetsunderstöd eller annan offentlig konsumtion finansieras av inbetalningar från andra regioner vilket skulle hjälpa regionen att återhämta sig snabbare utan emigration eller minskning av löner (Kenen 1980). Detta kan antingen ske från fall till fall, eller så kan förutbestämda regler sättas upp för att göra processen automatisk, resultatet blir att regioner delar på risken att drabbas av asymmetriska chocker. Men om chocken inte är temporär utan permanent kan riskdelningsarrangemang vara skadliga eftersom incitamenten för att arbetsflytta eller gå ned i lön minskar eftersom det finns en ständigt inflöde av pengar till regionen (Blanchard et.al 1998).

2.2 Riskdelning ur ett konsumtionsutjämnings perspektiv

Om kapitalmarknaden är fullständig, det vill säga, full information, priser för alla tillfällen och ingen transaktionskostnad, menar von Hagen (1998) att all riskdelning kommer att ske genom marknaden.

Individer kan försäkra sig mot oväntade händelser på flera olika vis. Genom att bygga upp en diversifierad portfölj bestående av olika tillgångar baserade i olika marknader och regioner kan ett skydd mot regionala risker skapas. Om portföljen är tillräckligt diversifierad kommer förändringar ekonomin avspeglas i portföljen, vissa tillgångar ökar i värde och andra minskar, vilket ger en jämn utveckling över tid och försäkring mot regionala risker (von Hagen 1998).

Morduch (1995) skriver att individer även kan spara i goda tider eller vända sig till kreditmarknaden och på följande sätt skapa ett skyddsnät mot framtida risker och jämna ut sin konsumtion.

Men i verkligheten är inte marknaden fullständig och till en följd av detta menar Fatás (1998) att skattesystemet kan hjälpa konsumenter att jämna ut sin konsumtion genom att sänka skattekostnader och öka överföringar. Beroende på hur systemet är uppbyggt, sett till marginalskatter och progressivitet, kan olika grad av utjämning ske. Här menar Fatás (1998) att det finns två olika motiv, fördelande och försäkrande. Progressiva skatter har ett fördelande motiv, om inkomster i regioner är konstant kommer de regioner som har en högre inkomst betala mer i skatt än de regioner med lägre inkomst. Resultatet blir att den disponibla inkomsten får en jämnare fördelning i samhället, höga marginalskatter har enligt Fatás (1998) ett försäkrande motiv, vid plötsliga inkomsttapp minskar marginalskatten vilket i sin tur resulterar i att den större del av den disponibla inkomsten behålls.

7 Ett annat argument för riskdelning genom det fiskala systemet är att privata försäkringar inte fungerar (Eichengreen 1991). I teorin så kan individer eller offentligheten skriva kontrakt där de försäkrar varandra att täcka inkomstbortfall, men i praktiken är detta inte helt oproblematiskt. Eichengreen (1991) menar att informationsasymmetrin mellan försäkringsgivare och försäkringstagarens skapar snedvridna urval, eftersom försäkringstagaren kan ha mer information om sin utsatthet för risk än försäkringsgivaren.

Vidare menar Eichengreen (1991) att det finns tydliga moral hazard problem, efter ett slutet avtal mellan två parter finns det en risk att beteendet förändras då avtalet innebär en försäkring mot inkomstförlust. Således kan parterna utsätta sig för överdriven risk vilket förändrar sannolikheten för en inkomstförlust som det gällande avtalet baseras på.

Vidare belyser Eichengreen (1991) att alla individer inte har möjlighet att diversifiera bort regional risk på grund av likviditetsproblem där större delen av tillgångar är bundna i bostäder eller begränsade möjligheter till finansiellt sparande som en följd av låga överskott. Fatás (1998) påpekar även att kreditvärdigheten hos individer kan vara för låg för att vända sig till kreditmarknaden.

Men det ska tilläggas att en stor del av riskdelning sker via marknaden. Sørensen & Yosha (1998) visade genom en empirisk studie över USA mellan 1963 till 1990 att 39 procent av inkomstminskningen, sett till brutto regional produkt (BRP), utjämnades genom kapitalmarknaden, 23 procent genom kreditmarknaden, och 13 procent genom det fiskala systemet.

2.3 Hur en central budget bidrar till stabilisering vid asymmetriska chocker

Finanspolitiken funktioner går att dela upp i tre delar, stabilisering, fördelning och allokering.

Stabiliseringspolitiken syftar till åtgärder som ämnar stabilisering av det ekonomiska klimatet genom skattepolitik eller den offentliga sektorns utgifter. Fördelningspolitiken syftar till utjämningen av inkomst, förmögenhet eller konsumtion i samhället och uppnår detta genom skatter och överföringar. Allokeringspolitiken syftar till att skapa effektiv resursallokering (Cangioano & Mottu 1998). Dessa funktioner kan delas upp mellan olika former av politiska styren exempelvis, lokalt, regionalt och centralt, med olika grad av självstyre och inverkan.

Allain-Dupré (2018) menar att graden av centralisering eller decentralisering kan mätas genom den andel av brutto national produkt som spenderas av olika nivåer av politiskt styre och andel av skatteintäkter som tas upp av de olika styrena. Cangioano & Mottu (1998) argumenterar för att stabilisering och fördelning med fördel utförs på central nivå medan allokering kan skötas

8 på lokal eller regional nivå eftersom preferenser kan skilja sig åt mellan regioner samt att lokala styren kan ha mer information än en central regering om hur resurser ska användas på ett effektivt sätt. Fördelningspolitiken bör dock skötas på central nivå eftersom den har de karaktäristika av kollektiv vara, konsumtion av varan påverkar inte hur andra kan konsumera den, samt att det inte går att utesluta någon från att ta del av varan (Cangioano & Mottu 1998).

Den stabiliserande rollen sköts med fördel av en central regering eftersom stabilisering av det ekonomiska klimatet kan ses som en kollektiv vara (Beetsma och Debrun 2004). Om regioner skulle ansvara för sin egen stabiliseringspolitik, ett decentraliserat system, skulle stabiliseringsåtgärder i enskilda regioner vara till gagn för andra genom överspillningseffekter.

De effekter som skattesänkningar och ökad spendering av den offentliga sektorn genererar kan inte hållas kvar inom regionen utan spiller över till närliggande regioner. Kontentan blir passiv stabiliseringspolitik där regioner väntar på att någon annan tar första steget, vilket är ett moral hazard problem (Beetsma & Debrun 2004).

Decentraliserad stabiliseringspolitik medför även koordinationsproblem eftersom regioner kan besitta olika inflations och arbetslöshetspreferenser (Cangioano & Mottu 1998). Beetsma &

Debrun (2004) förklarar att det blir en vertikal konflikt i systemet med centralbanken, då olika viljor och åtgärder underminerar penningpolitikens mål och verkan.

Ett annat argument för centralisering är de skalekonomiska fördelar som skapas. Centrala regeringar har tillgång till andra kapitalmarknader än de mindre regionerna och de lån som centrala regeringar kan ta är oftast mer fördelaktiga (Poghosyan et. al 2016).

Skatteindrivningen och skattesystemet överlag blir mer effektivt vid centralisering, administrativa kostnader minskar och det blir ingen skattekonkurrens mellan regioner (Cangioano & Mottu 1998).

Utöver de ovan nämnda positiva egenskaper som centralisering kan innebära är det bästa argumentet enligt Beetsma & Debrun (2004) just riskdelning. De överföringsmekanismer som ett centralt system erbjuder gör det möjligt att flytta skattemedel mellan regioner för att jämna ut inkomster, vilket skapar ekonomisk stabilitet vid asymmetriska chocker (Beetsma & Debrun 2004). Genom att centrera skattemedel kan ökningar i skatteintäkter från vissa regioner täcka minskade skatteintäkter från regioner som upplever en negativ chock. Detta betyder att den centrala statskassan hålls på samma nivå utan att behöva gå med underskott, vilket enligt Fatás (1998) leder till lägre Ricardiansk ekvivalens. Teorin om Ricardiansk ekvivalens kan förklaras

9 som att hushåll ökar sparande i perioder med skattesänkningar eftersom hushållen förutser att framtida underskott kommer att finansieras genom skatteökningar (Poghosyan et. al 2016).

I ett decentraliserat system med Ricardianska hushåll minskar effekterna av politiska åtgärder eftersom hushållen vet att dagens stabiliseringsåtgärder måste finansieras av dem själva i framtiden. Fatás (1998) kallar detta för intertemporala överföringar, att skattemedel har enbart flyttats om i tid. I centrala system minskar den Ricardianska effekten eftersom potentiella underskott kan finansieras av andra regioner, genom så kallade interregionala överföringar.

Detta betyder att det finns en implicit försäkran, vilket skulle kunna leda till minskade incitament för bra och hållbar politik i regionerna (Fatás 1998). Problemet som uppstår är ett moral hazard problem, då regioner inte står för all risk som de utsätter sig för utan kan vara försäkrade om att räddas av centralmakten (Poghosyan et. al 2016). För att bibehålla hållbar politik i regioner menar Cangioano & Mottu (1998) att den centrala regeringen kan införa budgetrestriktioner för regionerna som ser till underskottsmål eller skuldsättningsgrad, dock leder detta till att de enskilda regionerna har sämre möjligheter att bedriva egen stabiliseringspolitik. Men enligt Beetsma & Debrun (2004) hjälper restriktioner att samordna finanspolitiken.

Oavsett de positiva egenskaper som centralisering innebär kvarstår problemet hur ett effektivt fiskalt system ska utformas för att uppnå stabilisering och effektiv riskdelning där alla bär samma börda utan att systematiskt flytta inkomster från rika till fattiga regioner (Poghosyan et.

al 2016).

10

3. Tidigare studier

3.1 Skattesystemets totala absorberande effekt

Sala-I-Martin & Sachs (1991) var en av de första som presenterade en modell som kunde uppskatta förändringen i disponibel inkomst i cent när en chock minskade inkomsten i regionen med 1 dollar. De gjorde detta genom att använda elasticiteter för skatter och överföringar.

Tanken med deras studie var att USA kan ses som en monetär union där delstater representerar självständiga stater och kan därför efterlikna den påtänkta europeiska monetära unionen (EMU). Författarna tar upp två egenskaper som återfinns både i USA och i EMU, det första är att de amerikanska staterna är bundna under samma valuta där regionala chocker inte kan avge skillnader i växelkurs mellan regioner, det andra är att arbetsrörligheten mellan regioner inom både USA och EMU är relativt lågt. Resultaten från Sala-I-Martin & Sachs (1991) empiriska studie, där nio regioner i USA studerades mellan tidsperioden 1970 till 1980, visade att 33 till 40 procent av chocken kunde absorberas och att det federala skattesystemet utjämnar regionala inkomst-chocker genom skatter och överföringar. Vidare visar resultaten att skatter reagerar mer på en inkomstförändring än överföringar, vilket enligt författarna tyder på att inkomstutjämningen är automatisk. Att just skatter reagerar mer på en inkomstförändring är en naturlig effekt av ett progressivt skattesystem (Sala-I-Martin & Sachs 1991).

Masson & Taylor (1993) gjorde en liknande studie fast för Kanada mellan åren 1965 till 1988 där resultaten visade att 13 procent av den initiala chocken dämpades i genomsnitt. Masson &

Taylor (1993) kunde liksom Sala-I-Martin & Sachs (1991) visa att federala skatter var viktigare för att dämpa regionala chocker än överföringar. De federala skatterna dämpande chocken med 4 till 22 procent jämfört med överföringar som dämpade chocken med 10 procent men i vissa regioner hade överföringar en negativ effekt på -26 procent.

3.1.1 Tidigare undersökningsperiod

Andersson (2004) kunde i sin studie dra liknande slutsatser som Sala-I-Martin & Sachs (1991) och Masson & Taylor (1993), att skatter spelar en större roll än överföringar för Sverige mellan åren 1983 till 2001. Resultatet visade att staten absorberade mellan 7 till 22 procent av den initiala chocken. Andersson (2004) tar dock upp ett problem med studien, att Sverige gjorde en stor skattereform 1991, vilket kan ha påverkat resultatet då det finns tecken som påvisar ett strukturellt skifte mellan perioderna innan och efter reformen, dock är skiftet ej statistiskt signifikant över alla regioner och variabler. Andersson (2004) visar att skattereformens effekt på hur skatter reagerar vid en inkomstförändring tycks vara stabil mellan perioderna, det som

11 skiljer mellan undersökningsåren är att överföringarnas effekt ökade efter skattereformen. På grund av den ökade effekten av överföringar visar den senare perioden, 1991 till 2001, på ett skifte mot mer riskdelning mellan regionerna. Andersson (2004) säger att reformen gjorde det nya systemet mindre progressivt och att marginalskatten sänktes, vilket borde ha minskat den absorberande effekten, men det gamla systemet möjliggjorde stora avskrivningar så att effekten av skattereformen var marginell. Att överföringars effekt ökade hänvisar Andersson (2004) till att skattereformen även reformerade vissa bidrag.

3.2 Olika motiv

Sala-I-Martin & Sachs (1991) ansats mäter det fiskala systemets totala absorberande effekt, von Hagen (1992) försöker utveckla förståelsen av det fiskala systemet genom att särskilja mellan omfördelning och försäkringsmotiv, där försäkringsmotiv ser till hur temporära överföringar mellan regioner kan utjämna en chock och omfördelningsmotiv handlar om permanent utjämning av inkomster mellan regioner. Detta gör von Hagen (1992) genom att skapa två olika regressioner, en för omfördelning och en för försäkring, där försäkringsregressionen använder sig av förstadifferenser för att mäta förändringen från regionens inkomstmedelvärde. Studien gjordes på 48 amerikanska stater mellan 1981 och 1986. Denna infallsvinkel resulterade i att bara 10 procent av den initiala chocken absorberas av staten i jämförelse med 33 till 40 procent från Sala-I-Martins & Sachs (1991) resultat.

Däremot så finner von Hagen (1992) att 47 procent absorberas i omfördelningssyfte.

Bayoumi & Masson (1995) presenterade en ny modell som också försöker särskilja mellan omfördelning och försäkring, däremot särskiljer inte modellen mellan skatter och överföringar.

Bayoumi & Masson (1995) använder istället nettoinkomsten som oberoende variabel. Till skillnad från von Hagen (1992) baseras förändringen på nationens medelvärde istället för regionens för att mäta försäkringseffekten. Deras studie visade att omfördelningseffekter på skatter och överföringar var 39 procent i Kanada och 22 procent i USA under perioden 1969 till 1986, försäkringseffekten var 17 procent i Kanada och 31 procent i USA. Mélitz & Zumer (2002) tillämpade liknade metodologi men använde sig av en annan regressionsmetod när de analyserade USA, Kanada, Storbritannien och Frankrike. Resultatet visade liknande siffror i stabilisering av personliga inkomster i alla länder som var runt 20 procent, utom Kanada där siffran var mellan 10 och 15 procent. Omfördelningseffekten av personliga inkomster skiljer sig dock mellan länderna där effekten i Frankrike var 38 procent, Storbritannien 26 procent och för Kanada och USA 16 procent.

12 Poghosyan et. al (2016) menar att Sala-I-Martins & Sachs (1991) modell är bra för att utvärdera den totala effekten som det fiskala systemet har vid inkomstförändringar, men det går inte att särskilja mellan omfördelningar och försäkringsmotiv. Både von Hagens (1992) och Bayoumi

& Massons (1995) ansatser försöker att adressera problemet, men deras modeller är enligt Poghosyan et. al (2016) ineffektiva på grund av användandet av medelvärden leder till mindre frihetsgrader och statistisk inferens, speciellt i länder med få regioner. Poghosyan et. al (2016) presenterar därför en ny modell i ett försök att ta itu med de problem som de anser finnas i Sala-I-Martin & Sachs (1991), von Hagens (1992) och Bayoumi & Massons (1995) modeller.

Modellen estimerar omfördelnings och försäkringseffekter separat likt von Hagen (1992) och Bayoumi & Masson (1995), men modellen är mer effektiv eftersom den redogör för dynamiska effekter i skattesystemet genom att introducera en kortsiktig justering av disponibel inkomst till den långsiktiga jämviktsnivån (Poghosyan et. al 2016). Länderna som studeras är USA, Kanada och Australien där data för USA och Australien har ett spann på 13 år, från 1998 till 2010 och data för Kanada sträcker sig mellan åren 1992 till 2009. Resultaten visar att omfördelningsmotivet har större påverkan på inkomstutjämning än försäkring, där försäkringseffekten står för 4 till 11 procent av stabiliseringen medan omfördelningar står för 13 till 24 procent.

13

4. Metod & Data

4.1 Modellen

Den teoretiska modell vi kommer att använda är den samma som Anderssons (2004), som är baserad på Sala-I-Martin & Sachs (1991) grundmodell. Anderssons modell skiljer sig från Sala- I-Martin & Sachs modell i tillvägagångssättet när respektive elasticitet ska estimeras på grund av skillnader i dataspecificering. Andersson (2004) använder sig av data på kommunal nivå som sedan estimeras efter respektive region genom random effects model (REM) och fixed effects model (FEM). Medan Sala-I-Martin & Sachs använder regional data där respektive elasticitet estimeras genom ordinary least square (OLS) med kontrollvariabler för oljepriset, aggregerad BNP tillväxt och värdet av US-dollar för att ta hänsyn till skillnader mellan olika staters produktionsstrukturer. Modellen baseras på en budgetrestriktion för genomsnitts personen i en kommun.

Y_d≡ Y − T + S (1)

Där Y_d är den disponibla inkomsten vilket består av summan av personlig inkomst, Y, minus skatt till staten, T, plus överföringar från staten, S

Sala-I-Martin & Sachs (1991) tanke är att en förändring i personlig inkomst kommer att gå genom det fiskala systemet och påverka disponibel inkomst beroende på hur skatte och överföringssystemet är konstruerat, enligt:

∆Y_d= ∆Y − ∆T + ∆S (2)

Om det fiskala systemet är mottagligt för förändring i inkomst går det att kalkylera respektive elasticitet för skatter och överföringar genom en procentuell förändring i inkomst som:

β_t= (

∆T T

∆Y Y

) , och β_s = (

∆S S

∆Y Y

) (3)

Elasticiteterna visar hur skatter och överföringar reagerar när inkomsten förändras, där 𝛽_𝑇 visar den genomsnittliga skatteelasticiteten för kommuner i respektive region och ska tolkas: om inkomst ökar med 1 procent ökar/minskar skatt med 𝛽_𝑇 procent, 𝛽_𝑆 visar överföringselasticitet och ska tolkas likadant, 1 procent ökning i inkomst leder till 𝛽_𝑆 procent ökning/minskning av överföringar.

14 Genom att substituera in respektive elasticitet från ekvation (3) in i ekvation (2) går det att mäta effekten på disponibel inkomst genom en förändring av inkomst:

∆Y_d = ∆Y ∙ λ (4)

Där: 𝜆 = 1 − 𝛽_𝑇(𝑇

𝑌) + 𝛽_𝑆(𝑆 𝑌)

Lambda (𝜆) mäter hur den disponibla inkomsten förändras när inkomsten förändras med 1 krona. Variabeln visar nettoeffekten av det fiskala systemet, där värdet av λ tolkas som; om inkomst förändras med 1 krona förändras disponibel inkomst med λ ören. Genom att beräkna 1 − 𝜆, går det att uppskatta hur många procent av inkomstchocken som absorberas av det fiskala systemet. Vidare kan även skatter och överföringar effekt på disponibel inkomst beräknas separat genom att bryta ut 𝛽_𝑇 och 𝛽_𝑆 från ekvation (4):

λ_t= β_t(T

Y) och λ_s = β_s(S

Y) (5)

För att på ett empiriskt vis estimera respektive elasticitet från ekvation (3), kan följande två regressioner användas:

ln(T_it) = α_i+ β_Tln(Y_it) + γ_T(TREND) + υ_it (6) ln(S_it) = α_i+ β_Sln(Y_it) + γ_S(TREND) + ε_it (7) Där alla variabler är justerade för inflation, med andra ord justeras variablerna till reala värden.

Fortsättningsvis är alla variabler transformerade till logaritmerad form för att estimera elasticiteten, där 𝑇_𝑖𝑡 är real skatt per capita som betalas till staten, 𝑌_𝑖𝑡 är realinkomsten per capita och 𝑆_𝑖𝑡 är reala överföringar till hushållen per capita för kommun i vid tidpunkt t. Samt att trendvariabeln är inkluderad för att ta hänsyn till den långsiktiga förändringar i skatte och överföringsvariablerna som inte är på grund av en förändring i medelvärde.

För att eliminera chocker som är gemensamma för alla kommuner divideras skatt till staten, inkomst och överföringar, för alla kommuner med det totala värdet för hela Sverige vid tidpunkt t för respektive variabel för att ta fram relativa värden, det vill säga:

T_t = ∑ T_it

N

i=1

, Y_t = ∑ Y_it

N

i=1

och S_t = ∑ S_it

N

i=1

(8)

15 Vilket ger en modifierad version av ekvation (6) och (7) som används när 𝛽_𝑇 och 𝛽_𝑆 ska estimeras genom ekvation (9) och (10):

ln (T_it

T_t) = α_i+ β_Tln (Y_it

Y_t) + γ_T(TREND) + υ_it (9)

ln (S_it

S_t) = α_i+ β_Sln (Y_it

Y_t) + γ_S(TREND) + ε_it (10) Där T_it/T_t är den relativa skatten per capita-, Y_it/Y_t är den relativa inkomsten per capita samt den relativa överföringen per capita S_it/S_t för kommun i vid tidpunkt t.

4.2 Diskussion om data

Det råder ingen riktig konsensus mellan olika studier om exakt vilken data som ska användas, vilket enligt Beetsma & Debrun (2004) och Mélitz & Zumer (2002) är en anledning till de stora skillnaderna i tidigare studier, utöver olika modellval. Mélitz & Zumer (2002) diskuterar frågan om vilken data som ska användas och menar på att lika ska mätas mot lika. Om inkomstvariabeln består av personliga inkomster bör överföringar enbart bestå av överföringar till hushåll, om inkomstvariabeln består av BRP bör överföringar även inkludera bidrag till regionens offentliga sektor (Mélitz & Zumer 2002). Vidare menar Mélitz & Zumer (2002) att båda sätten att kan användas men, svarar på olika frågor. Om undersökningen syftar till stabilisering och riskdelning sett till personlig inkomst bör data representera hushållen, om undersökningen syftar till stabilisering av BRP bör data representera BRP.

Eftersom vi använder samma modell som Sala-I-Martin & Sachs (1991), Masson & Taylor (1993) och Andersson (2004) är det av intresse att veta hur de tidigare studierna har valt att specificera data. Andersson (2004) definierade skattevariabeln som statlig inkomstskatt på arbete och kapital, liknande definition gjorde Sala-I-Martin & Sachs (1991), att enbart skatt till den federala staten ska användas.

Som överföringsvariabel använde Sala-I-Martin & Sachs (1991) en något bredare definition än Andersson (2004). Överföringar inkluderade direkta överföringar till hushåll såsom socialförsäkringar, pensioner, veteranstöd, matkuponger, och övriga inkomststöd, men överföringar bestod även av överföringar till den offentliga sektorn, detta för att redogöra för arbetslöshetsersättning som betalas ut av de enskilda staterna. Andersson (2004) definierar överföringar som direkta överföringar till hushållen, vilka består av barnbidrag, bostadsbidrag, pensioner, sjukersättning, studiebidrag, arbetslöshetsersättning och övriga bidrag.

16 Både Andersson (2004) och Sala-I-Martin & Sachs (1991) använde personlig inkomst som inkomstvariabel. Masson & Taylor (1993) gjorde två olika estimeringar i det ena fallet användes BRP som inkomstvariabel och då användes skatter från hushåll och företag, överföringar bestod av överföringar till hushåll, företag och transfereringar till den offentliga sektorn.

I det andra fallet användes personlig inkomst som inkomstvariabel och då bestod skatter enbart av federala skatter från hushållen och överföringar enbart av överföringar från den federala staten till hushåll. Dock specificerar inte Masson & Taylor (1993) exakt vad de olika variablerna innehåller.

4.3 Data

För att estimera modellen behöver vi data för, inkomst, skatt samt överföringar. Data består av paneldata hämtad ur Statistiska centralbyråns (SCB) statistikdatabas och omfattar medelvärden för varje kommun mellan åren 2000 till 2018. Eftersom vi använder sekundärdata kan vi inte påverka hur datainsamlingen har skett därför är det av vikt att de källor som används har hög reliabilitet. Då vår data är hämtad ur SCB:s statistikdatabas, anser vi att den statliga myndigheten har samlat in data på ett korrekt sätt.

Under periodens tre första år är antal kommuner 289, Knivsta kommun inrättades 2003 genom en utbrytning ur Uppsala kommun, vilket gör att vi saknar observationer mellan åren 2000–

2003 för Knivsta kommun. Efter 2003 är det fullständig data för alla, nu 290, kommuner.

Eftersom 3 observationer saknas blir panelen obalanserad för region Uppsala, men de totala observationerna uppgår till 141 och tre bortfall av observationer anser vi att resultatet troligtvis får en liten påverkan. Totalt uppgår antal observationer till 5507 per variabel².

Då vi gör en kvantitativ undersökning är det viktigt att den data som används verkligen syftar till vad som ska undersökas och beskriver vad vi vill mäta. I enlighet med vad Mélitz & Zumer (2002) säger om att lika ska mätas mot lika använder vi data som ska spegla varandra. Eftersom en av frågeställningarna syftar till att undersöka skillnader mot tidigare undersökningsperiod är det även viktigt att vi strävar efter att ha en hög validitet för att göra det möjligt att jämföra resultat.

2 På förfrågan kan intresserad läsare få tillgång till datamaterialet, kontaktuppgifter till författarna finns på första sidan.

17 Inkomstvariabel, Y, består utav medelvärdet för personlig inkomst av arbete och företagande för alla som betalar skatt per kommun. Vid undersökningar som rör personliga inkomster kan medianvärde användas för att avspegla en population då extremvärden kan dra upp medelvärdet. Vi använder oss av medelvärden eftersom data för skatter och överföringar endast finns tillhanda som totalsumma eller medelvärde.

Vidare består skattevariabel, T, enbart av medelvärdet för statlig inkomstskatt för arbete och kapital för alla som betalar skatt per kommun. Endast statlig skatt används eftersom vi undersöker det centrala skattesystemet. Den kommunala skatten används inte för att kommuner inte har som uppgift att omfördela skattemedel till andra kommuner (Andersson 2004).

Överföringsvariabel, S, består av medelvärdet för kontanta utbetalningar från staten till hushåll per kommun. Dessa utbetalningar är pensionsutbetalningar, aktivitets- och sjukersättningar, sjukpenning, arbetslöshetsersättning, föräldraförsäkring, barnbidrag, assistansersättning, bostadstillägg för pensionärer, bostadsbidrag och försörjningsstöd. Data finns endast tillhanda som totalsumman av de samlade överföringarna. Detta gör att vi inte kan särskilja mellan olika typer av överföringar och kan inte få en uppfattning om vilka överföringar som påverkar inkomstutjämningen.

Alla värden har justerats för inflation för att ta fram reala värden (KPI: 1980=100). Vidare används relativa värden i enlighet med ekvation (8) i logaritmerad form när 𝛽_𝑇 och 𝛽_𝑆 ska estimeras.

18 4.4 Regionindelning

Det finns totalt 21 regioner under hela undersökningsperioden, region Gotland består enbart av en kommun därför exkluderar vi den när vi undersöker regioner. Antal kommuner som tillhör en region varierar från 5 i Blekinge till 49 i Västra Götaland, tabell 1 visar antal kommuner som tillhör varje region.

Tabell 1: Sveriges Regioner och antal kommuner

Vidare kommer kommuner delas in efter Sveriges kommuner och regioners (SKR), fördetta Sveriges kommuner och landsting (SKL), kommungruppsindelning för att undersöka om det finns skillnader mellan kommungrupper. En anledning till att vi väljer att använda oss av SKR:s indelning för att vi inte ska kunna anklagas för att ha påverkat kommungruppsindelning på något vis. Under undersökningsperioden har SKR:s kommungruppsindelning reviderats tre gånger, vi har valt att använda oss av 2017 års bestämmelser. SKR delar in kommuner efter tre huvudgrupper och nio undergrupper beroende på tätortsstorlek, närhet till större tätort och pendlingsmönster. Det finns även andra kommungruppsindelningar som kan användas. SCB delar in kommuner efter lokala arbetsmarknader som ser till områden som är förknippade med en viss arbetsmarknad (SCB u. å.). Tillväxtverket tillhandahåller en liknade kommungruppsindelning, funktionella analysregioner, som ser till arbetspendling mellan kommungränser (Tillväxtverket 2020).

19 Tabell 2 visar tabellkodningen för respektive kommungrupp, en kort definition samt antal kommuner som ingår i respektive grupp.

Tabell 2: SKR:s Kommungruppsindelning

4.5 Regressionsmetod

Eftersom vår paneldata består av olika kommuner som sedan sammanslås till respektive regionstillhörighet och kommungrupp, kan det finnas skilda egenskaper mellan kommuner som skapar heterogenitet, vilket enligt Gujarati (2002) är ett problem om OLS skulle appliceras, då regressionen inte tar hänsyn till skillnader mellan tvärsnittsentiteter, i vårt fall skillnader mellan kommuner. För att kontrollera om det finns skillnader mellan kommuner gör vi ett Breusch- Pagan Lagrange multiplier test (LM), som väljer mellan random effect model (REM) och OLS.

Där nollhypotesen är att det inte finns någon skillnad i varians mellan kommuner, med andra ord kan OLS användas (Gujarati 2002).

20 Hypoteser för Breusch-Pagan Lagrange multiplier test:

H₀: σ_i² = 0, OLS kan användas H_a: σ_i² ≠ 0, REM är att föredra

För att ta hänsyn till heterogenitet kommer REM appliceras på ekvation (9) och (10):

ln (T_it

T_t) = α_i+ β_Tln (Y_it

Y_t) + γ_T(TREND) + υ_it (9)

ln (S_it

S_t) = α_i+ β_Sln (Y_it

Y_t) + γ_S(TREND) + υ_it (10) υ_it = ε_i+ μ_it

Där α₁ representerar medelvärdet av alla kommuner i paneldata, och feltermen υ_it har sammansatt två feltermer, där 𝜀_𝑖 representerar den slumpmässiga avvikelsen för kommunens individuella skärningspunkt från medelvärdet, och 𝜇_𝑖𝑡, är den sammanslagna felkomponenten för tidsserie och tvärsnitts komponenterna (Gujarati 2002).

Fixed effect model (FEM) tar också hänsyn till heterogenitet i paneldata, men analyserar kommunernas skärningspunkt var för sig och inte gemensamt, men ett fortsatt antagande att koefficienterna är densamma över de kommuner som analyseras, FEM ser ut enligt följande regressioner:

ln (T_it

T_t) = α_1i+ β_Tln (Y_it

Y_t) + γ_T(TREND) + υ_it (9)

ln (S_it

S_t) = α_1i+ β_Sln (Y_it

Y_t) + γ_S(TREND) + ε_it (10) Där α_1i tar hänsyn till varje kommun särskilda egenskap (Gujarati 2002). För att veta vilken modell som är bäst anpassad till respektive region mellan FEM och REM, appliceras ett Hausman specification test³ (H). Där nollhypotesen är att det inte finns några skillnader mellan FEM och REM, om nollhypotesen förkastas är slutsatsen att REM inte är lämplig att använda, utan FEM är att föredra (Gujarati 2002).

3 I bilaga A visas olika kommandon i statistikprogrammet STATA som har använts.

21 Hypoteser för Hausman specification test:

H₀: korrelation(X_u, u) = 0, REM är att föredra H_a: korrelation(X_u, u) ≠ 0, FEM är att föredra 4.6 T-test

Att jämföra medelvärde är ett vanligt steg i en statistisk process när data ska analyseras, där students t-test används för att testa likvärdigheten mellan två medelvärden från olika populationer med lika varians. Eftersom vår data har populationer med olika varians och olika populationsstorlekar, kommer students t-test träffsäkerhet vara låg (Lu & Yuan 2010). För att ta hänsyn till olika varianser mellan populationer och populationsstorlekar kommer welch’s t- test att appliceras när vi testar för vår undersökningsperiod mot tidigare undersökningsperiod av Andersson (2004). Vi kommer testa även testa för skillnader i respektive elasticitet mellan regioner för att avgöra om elasticiteterna är lika över regioner, detta gör vi även för SKR:s kommungruppsindelning.

Hypoteser för welch’s t-test:

H₀: 𝛽_𝑡1= 𝛽_𝑡2 H_a: 𝛽_𝑡1 ≠ 𝛽_𝑡2

Under teststatistiska för welch’s t-test visas ett exempel där skatteelasticiteten mellan två estimat jämförs mot varandra. Teststatistiska för welch’s t-test, sd visar standardavvikelse och n visar antal tvärsnittsentiteter, i vårt fall kommuner:

𝑡 = 𝛽_𝑡1− 𝛽_𝑡2

√𝑠𝑑₁² 𝑛₁ +𝑠𝑑₂²

𝑛₂

𝐷ä𝑟 𝑓𝑟𝑖ℎ𝑒𝑡𝑠𝑔𝑟𝑎𝑑𝑒𝑟, 𝑑𝑓 =

(𝑠𝑑₁² 𝑛₁ +𝑠𝑑₂²

𝑛₂ )² (𝑠𝑑₁²

𝑛₁ )² 𝑛₁− 1 +

(𝑠𝑑₂² 𝑛₂ )² 𝑛₂− 1

22

5. Resultat & Analys

I detta kapitel applicerar vi den beskrivna metoden och utför de regressioner som krävs för att estimera respektive elasticitet. För att sedermera uppskatta den absorberande effekt som det fiskala systemet har på disponibel inkomst när en inkomstchock inträffar. Kapitlet är uppdelat i fem delar där den första delen presenterar deskriptiv statistik för regionindelning samt SKR:s kommungruppsindelning. I andra delen behandlas resultat från Breusch-Pagan Lagrange multiplier test och Hausman specification test. I tredje delen analyseras riskdelning utifrån regioner. I fjärde delen jämför vi våra resultat från del tre mot tidigare undersökningsperiod av Andersson (2004). I den femte och sista delen analyserar vi riskdelning och skillnader mellan olika kommungrupper enligt SKR:s kommungruppsindelning.

5.1 Deskriptiv statistik

Tabell 3: Sammanfattande regional statistik, reala per capita värden i TSEK, 2000–2018

Tabell 3 visar sammanfattande statistik efter regionindelning. I tabellen visas medelvärde och standardavvikelse (SD) för varje region, alla värden är justerade för inflation. I tabellen kan vi utläsa att disponibel inkomst, som beräknas enligt budgetrestriktionen i kapitel 4.1, ekvation (1), är större än inkomst för alla regioner förutom Stockholm. Vidare har Stockholmsregionen högst medelvärde för skatter och inkomst medan överföringar har det lägsta värdet jämfört med de andra regionerna.

23 Tabell 4: Sammanfattande SKR statistik, reala per capita värden i TSEK, 2000–2018

Tabell 4 visar sammanfattande statistik efter SKR kommungruppsindelning likt tabell 3.

Disponibel inkomst för huvudkommungrupperna B och C är större än inkomst, medan för kommungrupp A är disponibel inkomst mindre än inkomst. Fortsättningsvis har kommungrupp A störst medelvärde för skatter och lägst medelvärde för överföringar i jämförelse mot huvudkommungrupp B och C och dess undergrupper.

5.2 Hypotestester av paneldata

Först utför vi Breusch-Pagan Lagrange multiplier test av H₀: σ_i² = 0, χ_0,05² (1) = 3,84, för att testa om det finns skillnader mellan kommuner eller om OLS kan appliceras. I bilaga (B) visas resultat för ekvation (7) och (8) för varje region samt SKR:s kommungruppsindelning. Värdet av χ² (chi kvadrat), visas under LM där ett värde över 3,84 förkastar nollhypotesen. Resultatet från hypotestesterna för regioner visar att nollhypotesen förkastas i alla regioner för både skatter och överföringar. När vi utför Breusch-Pagan Lagrange multiplier test för SKR:s kommungruppsindelning förkastas nollhypotesen i alla tester förutom ett, denna kommungrupp är storstäder (A1). Där det inte finns paneleffekt vilket betyder att vanlig OLS kan användas.

Sedermera appliceras ett Hausman specification test av H₀: korr(𝑋_𝑖𝑡, 𝑢_𝑖) = 0, χ_0,05² (2) = 5,99, för att testa vilken modell av REM och FEM som är att föredra för respektive region och kommungruppsindelning. Resultaten för ekvation (9) och (10) från Hausman specification test visas i bilaga (C). Nollhypotesen förkastas i 7 av 22 regioner för ekvation (9), och för ekvation (10), förkastas nollhypotesen i 14 av 22 regioner. Vid Hausman specification test för SKR:s kommungruppsindelning, förkastas nollhypotesen för ekvation (9), 6 av 12 regioner, och för ekvation (10), 2 av 12 regioner.

24 På grund av varierande resultat från Hausman specification test kommer respektive elasticitet estimeras genom både REM och FEM, tidigare studier av Anderson (2004) visar liknade resultat från Hausman specification test och väljer därför presentera elasticiteter genom REM och FEM. Detta ger oss även möjlighet att göra en djupare analys av resultaten mellan undersökningsperioderna.

5.3 Regressionsanalys regioner

I tabell 5 och 6 presenteras de estimerade elasticiteterna från ekvation (9) och (10) genom REM och FEM. En skärningspunkt och trendvariabel har också estimerats, men har exkluderats från tabellerna på grund av begränsat utrymme.

Skatteelasticitet visas i variabeln 𝛽_𝑇 och överföringselasticitet visas i 𝛽_𝑆 för respektive region.

Standardavvikelsen för varje koefficient visas under SD, och P visar om den estimerade koefficienten är skild från noll, om P <0,05 är koefficienten skild från noll på fem procents signifikansnivå, om P >0,05, kan den estimerade elasticiteten både ha positiva och negativa värden. Vi inkluderar även värdarna från Breusch-Pagan Lagrange multiplier (LM) och Hausman specification test (H), i noter går det att avläsa det kritiska värdet för respektive test.

Tabell 5: Relativ skatt mot Relativ inkomst, 2000–2018

Om vi analyserar tabell 5 är skatteelasticiteten för Sverige är i genomsnitt 0,981 enligt FEM.

Ser vi till de andra regionerna skiljer skatteelasticiteten från 2,36 i Jämtland till 0,961 i Värmland utav de estimeringar som är signifikant skilda från noll. I Blekinge, Dalarna och

25 Gävleborg har skatteelasticiteten estimerats till negativa värden, dock är dessa värden inte skilda från noll, samt att p-värdet är relativt högt. Totalt är det 5 regioner som har estimerade värden som inte är skilda från noll.

Tabell 6: Relativ överföring mot Relativ inkomst, 2000–2018

I tabell 6 kan vi se att flera regioner har överföringselasticiteter som inte är skilda från noll, utav de 20 regioner som har estimerats är 11 värden skilda från noll. I region Västmanland är överföringselasticiteten -1,493, enligt REM, vilket betyder att 1 procents inkomstökning reducerar relativa överföringar med 1,493 procent i genomsnitt för regionens kommuner. I region Kalmar är den estimerade elasticiteten 0,667 vilket betyder att 1 procents inkomstökning ökar relativa överföringar med 0,667 procent enligt FEM. Den relativa överföringselasticiteten är i genomsnitt för hela Sverige är -0,009 enligt FEM. Kalmar, Stockholm, Skåne, Värmland och Västra Götaland har överföringselasticiteter som är positiva och signifikant skilda från noll. Region Västerbotten visar stora skillnader mellan de skatteelasticiteter som har estimerats, enligt REM är elasticiteten -0,170 och inte skild från noll medan FEM visar 1,327 och är skild från noll på 5 procents signifikansnivå. Hausman test visar att FEM är att föredra över REM i regionen.

Vi testar om de estimerade elasticiteterna är skilda från varandra genom welch’s t-test av olika varians där regioners estimerade skatte- och överföringselasticiteter testas mot varandra, genom REM och FEM för att se om det finns signifikanta skillnader mellan olika regioner.

26 Resultatet från welch’s t-test visar att 𝛽_𝑇 och 𝛽_𝑆 inte är lika över regioner för både REM och FEM, tabeller har placerats i bilaga (D) eftersom de är väldigt omfattande.

Tabell 7: Förändring i skatt, överföring och disponibel inkomst vid inkomstökning på 1 krona

Utifrån de estimerade koefficienterna från tabell 5 och 6 kan vi beräkna hur skatt och överföringar förändras, i ören, när inkomsten ökar med 1 krona enligt, ekvation (5), samt hur disponibelinkomst regerar när inkomsten ökar med 1 krona, enligt ekvation (4), resultaten visas i tabell 7. I Sverige absorberar det fiskala systemet i genomsnitt 18 öre av en inkomstökning på 1 krona så den relativa disponibla inkomsten förändras med 82 öre i genomsnitt enligt FEM.

Det finns dock stora skillnader mellan regionerna, i Västmanland absorberas 71 procent av en chock, vilket betyder att deras relativa disponibla inkomst förändras med 29 öre enligt REM när en inkomstförändring på 1 krona inträffar. Vi ser även regioner där nettoeffekten av det fiskala systemet har en negativ påverkan enligt FEM, nämligen Dalarna, Södermanland och Västerbotten. De underliggande elasticiteterna för Dalarna och Södermanland är inte skilda från noll samt att Hausman test föredrar REM. I Region Västerbotten visar det dock att skatte och överföringselasticiteter är skilda från noll samt att FEM är att föredra över REM, om en negativ förändring på 1 krona skulle inträffa, skulle Västerbotten förlora 1,15 kronor i disponibel inkomst.

27 5.4 Jämförelse mot tidigare undersökningsperiod

Vi jämför våra estimerade elasticiteter mot Andersson (2004) för att se om det finns skillnader mellan undersökningsperioder. Eftersom antal regioner och indelning av kommuner skiljer mellan undersökningsperioderna kan vi inte med säkerhet jämföra alla regioner, äldre regioner som Skaraborg, Älvsborg, Malmöhus och Kristianstad finns inte kvar utan har sammanslagits med andra regioner. Region Skåne, Västra Götaland och Dalarna har genomgått stora omstruktureringar sett till antal kommuner och vilka kommuner som tillhör regionen. Totalt finns det 17 regioner som kan jämföras mot varandra där inga större förändringar har skett mellan undersökningsperioderna. Vi jämför mot Anderssons resultat över hela perioden, 1983 till 2001 samt perioden innan skattereformen, 1983 till 1990, och perioden efter 1991 till 2001 eftersom Andersson (2004) säger att skattereformen kan ha påverkat resultaten. Då Andersson har estimerat respektive elasticitet genom REM och FEM jämför vi REM mot REM och FEM mot FEM. Perioderna innan och efter skattereformen är det ej specificerat vilken av modellerna som har använts.

För att testa om det finns skillnader i skatte- och överföringselasticiteter använder vi Welchs t- test. I tabell 8 till 14 visas resultat från Welchs t-test där nollhypotesen är att det inte finns signifikant skillnad mellan tidsperioderna. Resultatet från testet visas under t, där ett negativt värde indikerar att elasticiteten i period 2000 till 2018 är mindre. Signifikansnivån visas under p och frihetsgrader visas under df.

28 Tabell 8: Jämförelse mellan skatteelasticiteter, 1983–2001 och 2000–2018

Om vi jämför skatteelasticiteter över hela undersökningsperioden, tabell 8, är Anderssons estimat större i 13 av 17 fall, enligt REM, och 7 av 17 fall enligt FEM. Där 3 elasticiteter inte är skilda mellan perioderna för både FEM och REM. Genomsnittet är även större och signifikant enligt REM och FEM för perioden 2000 till 2018.

Tabell 9: Jämförelse mellan överföringselasticiteter, 1983–2001 och 2000–2018

Vid jämförelse mellan överföringselasticiteter, tabell 9, är Anderssons elasticiteter negativa över alla regioner medan våra resultat visar 9 respektive 7 positiva elasticiteter enligt REM och FEM. Där alla regioner är skilda mellan tidsperioderna förutom Västernorrland och Västmanland enligt FEM och bara Västmanland enligt REM.