2. Udfordringer for den makro-økonomiske politik

2. Udfordringer for den makro-økonomiske politik
Du har takket nej til cookies på denne hjemmeside, derfor kan vidoen ikke vises. Du skal tillade cookies for at kunne se videoen.

2.1. Indledning

Det danske opsparings- og investeringsniveau ligger højt i international målestok, og der er overskud på de offentlige finanser og betalingsbalancen. De offentlige finanser er blevet påvirket af konjunkturudviklingen, men svækkelsen har været mindre end i andre lande. Den høje private opsparing giver plads til et forbrugsdrevet opsving, efter at privatforbruget har ligget stort set fladt i flere år frem til midten af 2003.

De relativt sunde danske opsparings- og investeringsbalancer står i kontrast til betydelige balanceproblemer i den internationale økonomi. Betalingsbalanceuligevægtene er tiltaget og de offentlige finanser er kraftigt forværret i flere store OECD-lande, navnlig i USA. Det kan få betydning for robustheden af det internationale opsving. På baggrund af historiske erfaringer kan den offentlige gældsætning alene i USA øge realrenten med ca. 1 pct. på sigt, hvilket kan medføre produktionstab også i Danmark. En hastigere genopretning af finanspolitikken end forudsat i den amerikanske regerings budgetfremskrivninger vil kunne udskyde behovet for pengepolitiske stramninger og dæmpe stigningen i den lange realrente. Derved vil BNP-tabet på sigt også kunne mindskes.

Den internationale arbejdsdeling er øget markant de seneste årtier. I 1990’erne, hvor tempoet i globaliseringsprocessen målt ved handel og direkte udenlandske investeringer var særligt højt, voksede beskæftigelsen i Danmark og ledigheden faldt. Samtidig faldt merledigheden blandt ufaglærte, og lønspredningen var nogenlunde konstant. Globaliseringen har således ikke haft de negative konsekvenser, mange havde frygtet. Det skal blandt andet ses i lyset af et generelt stigende uddannelsesniveau og reformerne på arbejdsmarkedet.

Udflytning af arbejdspladser til danske datterselskaber udgør en beskeden del af den samlede årlige jobnedlæggelse. Jobtabet ved udflytning skal vejes op mod de positive effekter af blandt andet øget dansk eksport til lavtlønslande og stigende købekraft. De danske realindkomster (og dermed den indenlandske efterspørgsel) er styrket ved, at priserne på importvarer er steget mindre end de samlede forbrugerpriser, og bytteforholdet er forbedret. Det direkte beskæftigelsesindhold i Danmarks samhandel med udlandet anslås til ca. 160.000 personer (netto).

Med baggrund i Danmarks betalingsbalanceoverskud og den høje beskæftigelse er der ikke tegn på underliggende konkurrenceevneproblemer.Som følge af den svækkede dollarkurs og de relativt høje danske lønstigninger har industrien tabt markedsandele i 2003, men tabet skal ses i lyset af forudgående markedsandelsgevinster i 2001-02.

Den afmatning, der indtrådte i 2002-03 som følge af det internationale tilbageslag og faldet i dollaren, har dæmpet kapacitetspresset. Det vurderes, at kapacitetsudnyttelsen sidst i 2003 lå 1-1½ pct. under det normale niveau, målt ved det såkaldte output gab. Usikkerheden på vurderingen af outputgabet og den strukturelle ledighed er væsentlig, men dog nedbragt i forhold til tidligere ved at inddrage kapacitetsudnyttelsen i industrien. De gode beskæftigelsesmuligheder omkring år 2000 medførte en konjunkturbetinget stigning i erhvervsdeltagelsen, navnlig blandt unge, men arbejdsstyrken er nu tæt på det beregnede strukturelle niveau.

Finanspolitikken inklusive Forårspakken skønnes at øge aktiviteten i 2004 med over ½ pct.-enhed. Skattenedsættelserne, som er gennemført for at styrke arbejdsudbuddet på sigt, er fuldt fremrykket til 2004, så de konjunkturmæssigt falder på et tidspunkt med ledig kapacitet. Genberegning af de historiske finanseffekter på den ny ADAM-version understøtter, at finanspolitikken i Danmark i store træk har dæmpet konjunkturudsvingene siden starten af 1980’erne.

Afsnit 2.2 belyser de danske opsparings- og investeringsbalancer i internationalt perspektiv. Afsnit 2.3 beskriver omfanget og konsekvenser af globaliseringsprocessen samt udviklingen i industriens lønomkostninger og markedsandele. Afsnit 2.4 og 2.5 belyser kapacitetspresset i økonomien samt arbejdsudbuddets konjunkturafhængighed. I afsnit 2.6 vurderes finanspolitikkens aktivitetsvirkninger i historisk perspektiv.

2.2. Opsparing og investeringer

Opsparingen er konsolideret kraftigt gennem de seneste ca. tyve år. I forhold til lavpunktet i 1981-82 er bruttoopsparingens andel af BNP steget med ca. 10 pct.-enheder frem til 2003, jf. figur 2.1a. Det afspejler både, at den offentlige opsparing er øget markant, og at incitamenterne til privat opsparing løbende er blevet styrket, blandt andet i kraft af den gradvise nedsættelse af skatteværdien af negativ kapitalindkomst siden 1986 og øget udbredelse af arbejdsmarkedspensioner, jf. boks 2.1.

Opsparingen ligger nu højere end i euro-området, USA, Sverige og Storbritannien, og den har holdt sig relativt stabilt under den seneste konjunkturafmatning.

Opsparingen (brutto) fordeler sig på finansiel opsparing og bruttoinvesteringer. Bruttoinvesteringerne er real opsparing i form af vedligeholdelse eller udbygning af kapitalapparatet, mens den finansielle opsparing svarer til overskuddet på betalingsbalancens løbende poster.

Bruttoinvesteringerne i Danmark ligger forholdsvist højt i international målestok. De har de senere år ligget på niveau med euro-området og højere end i USA, Storbritannien og Sverige, jf. figur 2.1c-d. Det skyldes et relativt højt niveau for de private bruttoinvesteringer, jf. tabel 2.1.

Tabel 2.1. Opsparing, sektor- og områdefordelt, 2002

	Danmark	Euro-området	USA	Sverige	Storbritannien
	Pct. af BNP
Samlet opsparing	22,9	21,3	14,0	21,2	14,5
- heraf privat	19,6	21,0	14,0	17,2	14,6
- heraf offentlig	3,3	0,3	0,0	4,1	-0,1
Investeringer i alt	20,8	20,2	18,6	17,1	16,3
- heraf private	19,1	17,6	15,2	14,1	14,9
- heraf offentlige	1,8	2,6	3,4	3,0	1,4
Finansiel opsparing i alt	2,1	1,1	-4,6	4,1	-1,8
- heraf privat	0,5	3,3	-1,2	3,1	-0,3
- heraf offentlig	1,6	-2,3	-3,4	1,1	-1,5

Kilde:  OECD, ADAM’s databank samt egne beregninger.

Figur 2.1a. Opsparing i Danmark, euroområdet og USA	Figur 2.1b. Opsparing i Danmark, Sverige og Storbritannien

Figur 2.1c. Bruttoinvesteringer i Danmark, euro-området og USA	Figur 2.1d. Bruttoinvesteringer i Danmark, Sverige og Storbritannien

Figur 2.1e. Finansiel opsparing i Danmark, euro-området og USA	Figur 2.1f. Finansiel opsparing i Danmark, Sverige og Storbritannien

Anm.:  Data for euro-området er ikke opgjort for årene før 1975.

Kilde:  OECD, ADAM’s databank samt egne beregninger.

Boks 2.1. Styrkede incitamenter til privat opsparing

Stigningen i den private opsparing skyldes blandt andet udbygningen af pensionssystemerne og ændret kapitalindkomstbeskatning. Skatteværdien af rentefradraget, som tidligere udgjorde op til 73 pct. for personer med den højeste marginalskat, er gradvist sænket i kraft af skattereformer vedtaget i 1986, 1993 og 1998, jf. tabel a. Resultatet af disse ændringer har været lavere skattemæssig begunstigelse af husholdningernes låntagning, hvilket har øget efter-skat realrenten på trods af et fald i realrenten før skat, jf. figur a. Tabel a. Udvalgte skattesatser, 1980-2004   1980 1986 1993 1998 2004    Pct. Højeste skatteværdi af rentefradrag 68,8 73,2 52,2 46,4 33,3 Skat af afkast af private pensioner 0,0 44,1 1) 50,1 1) 35,8 1) 15,0  1) Afkast af aktier var undtaget beskatning frem til 1998. Den skattefinansierede folkepension er i stigende grad blevet suppleret med individuelle, overenskomstmæssige og lovgivningsmæssige pensionsordninger, som hviler på aktuarmæssige sammenhænge mellem den enkeltes pensionsindbetalinger og fremtidige pensionsrettigheder. Skattesystemet indebærer fortsat en vis tilskyndelse til langsigtet pensionsopsparing, til trods for ændrede skatteregler for pensionsind- og udbetalinger samt beskatning af det løbende pensionsafkast fra 1983. Indbetalingerne til obligatoriske og private pensionsfonde er steget fra 3 pct. af BNP i 1983 til 6½ pct. af BNP i 2003, jf. figur b. Nettoindbetalingerne har i samme periode svinget omkring 1½-2 pct. af BNP. Arbejdsmarkedspensionerne og de obligatoriske ordninger har givetvis til dels erstattet anden pensionsopsparing, men må alligevel antages at have øget den samlede opsparing, blandt andet fordi der for nogle husholdninger ikke er mulighed for at modgå eventuel uønsket pensionsopsparing ved at tære på formue eller optage lån. Figur a. Realrente før og efter skat Figur b. Pensionsind- og udbetalinger Anm.:  Renten i figur a er for 10-årige statsobligationer. Som mål for forventet inflation er anvendt HP-filtreret forbrugerprisinflation. Kilde:  ADAM’s databank samt egne beregninger.

De offentlige bruttoinvesteringer i henhold til nationalregnskabsstatistikken har siden først i 1980’erne ligget nogenlunde konstant i pct. af BNP på et niveau, som er lavere end i f.eks. USA og euro-området, men i de senere år højere end i f.eks. Storbritannien, jf. figur 2.2a.

Niveauet for offentlige investeringer varierer på tværs af lande, blandt andet i lyset af befolkningsudviklingen og hvorvidt det offentlige kapitalapparat i forvejen er veludbygget. Sammenligning af niveauet for de offentlige investeringer på tværs af lande vanskeliggøres endvidere af forskelle i arbejdsdelingen mellem offentlig og privat sektor, og forskellig praksis for, hvorvidt en given investering foretages direkte af den offentlige sektor eller af (halvoffentlige) selskaber, som i nationalregnskabet indgår i den private sektor. Inddrages investeringer fra offentlige selskaber og helt eller delvist offentligt ejede selskabslignende virksomheder har investeringsniveauet i Danmark de sidste 10 år ligget omtrent dobbelt så højt som for offentlig forvaltning og service alene, jf. figur 2.2b.

Figur 2.2a. Offentlige investeringer i Danmark, euro-området, UK og USA	Figur 2.2b. Bruttoinvesteringer i dansk offentlig sektor henholdsvis offentlige selskaber m.v.

Kilde:  OECD, Danmarks Statistik, ADAM’s databank samt egne beregninger.

Den samlede investeringskvote har under den seneste internationale afmatning været mere stabil end i de fleste andre lande, jf. figur 2.1c-d. Det stabile niveau for bruttoinvesteringerne afspejler dels, at materielinvesteringerne ikke er faldet som i andre lande, dels at boliginvesteringerne er steget kraftigt, understøttet af blandt andet stigende kontantpriser og boligpakken fra 2002.

Den samlede finansielle opsparing (betalingsbalancen) er vendt fra et strukturelt underskud i 1970’erne og første del af 1980’erne, hvor det gennemsnitlige underskud var omkring 4 pct. af BNP, til et vedholdende overskud, der i gennemsnit har udgjort 1½ pct. af BNP siden 1990. De seneste 5 år har overskuddet i gennemsnit ligget på 2¼ pct. af BNP, jf. figur 2.1e.

Bedringen i den samlede finansielle opsparing afspejler navnlig styrkelsen af de offentlige finanser. Under den seneste konjunkturafmatning er den offentlige finansielle opsparing faldet mindre i Danmark (og Sverige) end i USA, euro-området og Storbritannien, jf. figur 2.3.

Figur 2.3a. Offentlig finansiel opsparing i Danmark, euro-området og USA	Figur 2.3b. Offentlig finansiel opsparing i Danmark, Sverige og Storbritannien

Anm.:  Data for euro-området er ikke opgjort for årene før 1975.

Kilde:  OECD, ADAM’s databank samt egne beregninger.

De generelt sunde danske opsparings- og investeringsbalancer står i kontrast til betydelige betalingsbalanceuligevægte i den internationale økonomi og en markant forværring af de offentlige finanser, navnlig i USA, men også i en række EU-lande siden 2000.

USA's betalingsbalanceunderskud har vokset sig rekordstort til 5 pct. af BNP i 2003. Den private finansielle opsparing i USA er steget i de senere år, men dette er mere end modvirket af et stærkt fald i den offentlige finansielle opsparing, jf. figur 2.4a. USA’s udlandsgæld er steget til godt 30 pct. af BNP. Med udsigt til fortsatte underskud venter blandt andre OECD, at gælden kan overstige 50 pct. af BNP ved udgangen af dette årti, jf. figur 2.4b.

Figur 2.4a. Offentlig, privat og samlet finansiel opsparing i USA	Figur 2.4b. USA's udlandsgæld

Kilde:  OECD, ADAM’s databank samt egne beregninger.

Den stærkt faldende offentlige opsparing i USA siden 2000 skyldes især diskretionære finanspolitiske lempelser. Den offentlige saldo skønnes af det amerikanske Congressional Budget Office forringet med knap 7 pct. af BNP fra finansår 2000 til finansår 2004, hvoraf 2½ pct.-enheder tilskrives skattenedsættelser og godt 2 pct.-enheder tilskrives øgede udgifter til blandt andet militær og terrorbekæmpelse, jf. tabel 2.2. Resten henføres til konjunkturbetingede svækkelser af saldoen samt ophør af ekstraordinært høje indtægter fra blandt andet beskatning af kapitalgevinster, siden aktiekurserne toppede i 2000.

Tabel 2.2. Bidrag til forringelse i USA’s offentlige saldo, finansår 2000 til finansår 2004

Pct. af BNP	2000-04
Skattenedsættelser.	-2,5
Øgede udgifter1)	-2,1
Konjunkturbidrag	-1,5
Ekstraordinært provenu	-0,7
Samlet	-6,8

1)         Diskretionære udgifter, rentebetalinger m.v.

Kilde:  Congressional Budget Office.

Forværringen af de offentlige finanser i eurolandene er primært en konsekvens af konjunkturafmatningen, jf. tabel 2.3. I euro-området som helhed er saldoen forringet fra -1,0 pct. af BNP i 2000 (fraregnet ekstraordinære indtægter fra salg af UMTS-licenser) til -2,7 pct. af BNP i 2003. Den strukturelle saldo er skønsmæssigt forringet med 0,4 pct.-enheder. De offentlige underskud i Tyskland og Frankrig har siden 2002 overskredet EU-traktatens grænse på 3 pct. af BNP, mens Storbritannien og Holland overskred grænsen i 2003. EU-Kommissionen har i sin forårsprognose 2004 vurderet, at der er risiko for, at Italien, Grækenland og Portugal vil overskride grænsen i 2004.

Tabel 2.3. Forværring af den offentlige saldo i udvalgte lande, 2000-03

	Ændring i faktisk saldo	Ændring i strukturel saldo
Euroområdet1)	-1,7	-0,4
- Tyskland1)	-2,7	-1,3
- Frankrig1)	-2,7	-1,5
- Italien1)	-0,6	0,6
Storbritannien1)	-4,7	-3,6
USA	-6,4	-5,4

1)         Ekskl. provenu fra salg af UMTS-licenser i 2000.

Kilde:  EU-kommissionens forårsprognose 2004 samt OECD.

Stigende budget­underskud i de store industrilande rejser spørgsmålet om, hvorvidt gældsætningen vil skabe opadgående pres på de lange renter[1]. Således tyder internationale undersøgelser på, at en varig forøgelse af det offentlige underskud i USA eller EU med én pct. af BNP i gennemsnit øger den 10-årige rente med ¼-½ pct., jf. tabel 2.4. Stigende gældsætning på 10 pct. af BNP kan ifølge analyserne øge renten med ca. 0,5-1 pct.-enhed.

Tabel 2.4. Effekt i pct.enheder på lang rente af øget offentlig gældsætning

	Offentligt underskud (1 pct.-enhed af BNP)	Offentlig gæld (10 pct.-enheder af BNP)
USA	0,25 (Laubach, 2003)	0,4-0,5 (Laubach, 2003)
Europæiske lande	0,40-0,60 (Knot og de Haan, 1995)	0,7-1,2 (Chinn og Frankel (2003)

Kilde:  Brook, A.-M. (2003), Recent and prospective trends in real long-term interest rates: Fiscal policy and other drivers, OECD Working Paper no. 367.

Disse resultater genfindes i store træk i en ny regressionsanalyse for USA og eurolandene, jf. boks 2.2. Ifølge analysen kan en vedholdende forøgelse af det offentlige underskud i USA og eurolandene med én pct. af BNP medføre en gradvis stigning i den lange rente på ca. 0,3 pct.-enheder.

Boks 2.2. Rentedrivende effekter i USA og eurolandene

Der er foretaget estimationer af den historiske sammenhæng mellem den 10-årige statsobligationsrente og nogle mulige forklarende faktorer for USA og eurolandene (ekskl. Grækenland, Irland og Luxembourg). Konkret antages renten at afhænge af forventet inflation, konjunktursituationen (målt ved outputgabet), udenlandske renter, og offentlige underskud eller gæld. Både i USA og eurolandene findes som ventet, at en stigning i det offentlige underskud trækker i retning af højere renteniveau, jf. tabel a. I USA har der endvidere været tendens til, at renten har været højere i perioder med gode konjunkturer. I eurolandene findes en sammenhæng mellem den tyske rente og de enkelte landes renter. Resultaterne peger overordnet på, at den nominelle rente på sigt øges med ca. 0,3 pct.-enheder i både USA og eurolandene ved en permanent forøgelse af det offentlige underskud med 1 pct. af BNP. En forøgelse af gælden med 10 pct. af BNP øger i eurolandene renten med i størrelsesordenen 0,4 pct.-enhed.

Tabel a. Estimationsresultater for USA og eurolandene (lang nominel rente)   Eurolande6, underskud Eurolande6, gæld Eurolande6, underskud og gæld USA, underskud Konstant 0,17 -2,81* -2,07* 2,61* BNP-deflator1 0,06 0,07 0,09* 0,57* BNP-deflator, 5 års gns.1,2 0,61* 0,69* 0,65* 0,78* Outputgab       0,22 Rente, udland3 0,48* 0,65* 0,61*   Dummy4 2,44* 2,39* 2,32* -4,32* Offentligt underskud, 5 års gns 5 0,30*   0,16* 0,31* Offentlig gæld5   0,04* 0,03*   R2 0,82 0,83 0,84 0,84

Anm.:  Stjerner angiver, at koefficienten er signifikant på 5 pct. niveau. 1)         Proxy for inflationsforventningerne. 2)         Gennemsnit af de foregående fem år. 3)         For euroområdet er anvendt renten på den tyske 10-årige statsobligation. 4)         Dummyen for eurolandene opfanger perioden med valutauro i EMSen, til dels foranlediget af den tyske genforening (=1 i 1989-1992). Dummyen for USA opfanger skiftet i pengepolitisk regime i 1979 (=1 i 1970-79). 5)         Gennemsnitligt underskud (i pct. af BNP) i de foregående fem år henholdsvis gældsniveau det foregående år. For at sikre svag eksogenitet er det indeværende år udeladt. 6)         Paneldataestimation på 9 eurolande (Grækenland, Irland og Luxeombourg er udeladt). Herved opfanges effekten af uobserverede landespecifikke karakteristika. Kilde:  Egne beregninger. Data for 1971-2003 fra OECD og EU-Kommissionen.

Virkningerne af budgetforværringen på ren­­teniveauet er hidtil blandt andet modgået af, at pengepolitikken er ekstraordinært lempelig i USA, og umiddelbart mere lempelig end normalt ved det aktuelle inflationsniveau og kapacitetsudnyttelse. De amerikanske markedsrenter kan også være holdt nede af, at asiatiske centralbanker i stort omfang har anskaffet dollaraktiver de senere år for at dæmpe eller undgå appreciering af deres valutaer. Hertil kommer, at faldet i den offentlige opsparing i USA i høj grad og trods lave realrenter er blevet opvejet af større privat finansiel opsparing, blandt andet fordi skattenedsættelserne kun delvist er blevet omsat i øget privatforbrug.

Flere af de rentedæmpende faktorer kan være af midlertidig karakter. Derfor er der risiko for, at renten vil stige i takt med, at de bortfalder. De lange renter er steget med 1-1½ pct. i USA i det seneste år, men ligger fortsat lavt. Både i USA og de centrale eurolande er der lagt op til mellemfristet konsolidering af de offentlige finanser, og den konjunkturbetingede del af saldoforværringen må ventes at fortage sig. Men navnlig for USA's vedkommende er det uklart, hvilke konkrete skridt, der vil blive taget for at styrke de offentlige finanser og om konsolideringsprocessen vil følge det spor, som regeringen har udstukket.

I det omfang øget gældsætning i USA slår igennem på det globale renteniveau på sigt kan der opstå negative langsigtede konsekvenser for andre lande, herunder for Danmark. Højere realrenter kan således dæmpe kapitaldannelsen og dermed den potentielle produktion, jf. tabel 2.5[2].

Den mulige rentevirkning på sigt afhænger blandt andet af, hvor meget den offentlige gæld øges i USA, og dermed af, hvor hurtigt den nødvendige finanspolitiske konsolidering foretages. Rentevirkningen i Danmark afhænger endvidere af graden af afsmitning fra USA's renter til resten af verden.

En gradvis konsolidering i resten af dette årti i tråd med den amerikanske regerings budgetfremskrivninger indebærer, at budgetunderskuddet i perioden 2004-2009 udgør gennemsnitligt godt 3 pct. af BNP. Den øgede gældsætning kan, på baggrund af ovenstående analyser og med stor usikkerhedsmargen, antages at drive den amerikanske realrente op med ca. 1 pct. på sigt i forhold til et hypotetisk forløb, hvor der ikke var sket nogen finanspolitisk lempelse siden 2000. Hvis der kun sker ca. halv overvæltning fra amerikanske renter til euro-området og Danmark, vil Danmarks BNP-tab på sigt udgøre ca. ¾ pct. Med fuld overvæltning i renteniveauet i resten af verden, herunder Danmark, mindskes dansk BNP på sigt med ca. 1½ pct.[3]

Tabel 2.5. Beregnet virkning på amerikansk og dansk realt BNP på sigt af øget offentlig gældsætning i USA i tre mellemfristede konsolideringsalternativer

	Realrente USA	USA’s BNP	Dansk BNP
Konsolidrings-alternativ			Gennemslag fra USA's rente til Danmark
		Fuld overvæltning	Halv overvæltning
Gradvis	1,0	-1,7	-1,5	-0,7
Udskudt	1,5	-3,2	-2,1	-1,1
Fremskudt	0,6	-0,9	-0,9	-0,5

Kilde:  IMF samt egne beregninger på DREAM. Virkninger på USA's BNP baseret på IMF World Economic Outlook, maj 2004.

Erfaringerne fra sidste halvdel af 1980’erne og først i 1990’erne, hvor USA sidste gang stod i en situation med store budgetunderskud, viser imidlertid, at det kan blive svært at leve op til de tilpasningskrav, der ligger til grund for de mellemfristede budgetfremskrivninger i USA. Hvis konsolideringen udskydes til den anden side af 2010 vokser gælden endnu mere, og dermed skærpes konsekvenserne på sigt, fordi realrenteeffekten kan blive større.

En fremskyndelse af konsolideringsprocessen i USA i takt med, at opsvinget tager til i styrke, vil derimod kunne aflaste den forventede stramning af pengepolitikken og medføre en lavere realrente. Omkostningerne på sigt, målt ved realt BNP, kan groft sagt halveres for både USA og andre lande, herunder Danmark, hvis konsolideringsprocessen i USA foretages i hastigt tempo (samme tempo som ekspansionen i 2000-2004, men med omvendt fortegn).

Behovet for at konsolidere de offentlige finanser skal afvejes mod kortsigtede stabiliseringshensyn. Disse hensyn kan dog i vidt omfang varetages af pengepolitikken, idet hastigere konsolidering kan udskyde behovet for pengepolitiske stramninger. Beregninger på IMF’s model Multimod tyder på, at fremskudt konsolidering skønsmæssigt blot vil reducere USA's reale BNP med ¼ pct. i 2005-08 i forhold til den planlagte gradvise konsolidering, når pengepolitikken samtidig reagerer vanligt på ændrede vækst og inflationsudsigter.

2.3. Globalisering, beskæftigelse og konkurrenceevne

Den internationale arbejdsdeling er øget markant de seneste årtier. Udenrigshandelen (målt ved summen af im- og eksport) er vokset med næsten 25 pct.-enheder af BNP siden begyndelsen af 1970’erne, jf. figur 2.5a. Det afspejler navnlig en stigende eksportkvote. Den samlede vare- og tjenestebalance er således vendt fra et underskud på 3 pct. af BNP i 1970 til et overskud på 6½ pct. i 2003. Det skal blandt andet ses i sammenhæng med styrket opsparing i Danmark, jf. afsnit 2.2.

Globaliseringen er taget yderligere til i 1990’erne, navnlig målt ved de  udenlandske direkte investeringer. Danske virksomheders investeringer i udlandet er vokset i samme tempo som udenlandske virksomheders investeringer i Danmark, jf. figur 2.5b.

Figur 2.5a. Samlet eksport, import og vare- og tjenestebalancen, pct. af BNP	Figur 2.5b. Samlede direkte investeringer (FDI), beholdning, pct. af BNP

Anm.: De samlede direkte investeringer er opgjort som den samlede beholdning. ekskl. gennemløbsinvesteringer.

Kilde: ADAM’s databank og Danmarks Nationalbank.

Det markante overskud på vare- og tjenestebalancen er udtryk for, at samhandlen med udlandet netto genererer arbejdspladser. Det direkte beskæftigelsesindhold i udenrigshandelen kan med betydelig usikkerhed opgøres til omtrent 160.000 personer i 2003, jf. boks 2.3. Beskæftigelsesindholdet i udenrigshandelen er steget siden midt i 1980’erne som følge af det styrkede overskud på vare- og tjenestebalancen, selv om den produktion, som importen kan antages at fortrænge, har været mere beskæftigelsesintensiv, end den produktion, som genereres af eksporten.

Boks 2.3. Beskæftigelsestræk i eksporten og –fortrængning fra importen

Beskæftigelsestrækket i eksporten er steget siden starten af 1980’erne og kan i 2003 opgøres til ca. 660.000 personer, jf. figur a. Den af importen beregnede beskæftigelsesfortrængning er også steget og kan med nogen usikkerhed opgøres til ca. 500.000 personer i 2003, jf. figur b. Det beregnede direkte beskæftigelsestræk fra nettoeksporten andrager således ca. 160.000 personer i 2003. Importens beskæftigelsesfortrængning er opgjort ved at antage, at importen kunne produceres med samme teknologi og produktivitet som tilsvarende produktionssektorer i Danmark. Der tages ikke højde for, hvorvidt en tilsvarende arbejdskraftressource er tilstede i Danmark. Tallet skal dermed ikke tages som udtryk for en mulig beskæftigelsesforøgelse. I 2004-2005 beregnes samlet set et svagt negativt bidrag fra nettoeksporten til ændringer i dansk beskæftigelse, idet beskæftigelsestrækket i eksporten ventes at falde en anelse og beskæftigelsesfortrængningen fra importen at stige en anelse.
Figur a. Beskæftigelsestrækket fra eksporten	Figur b. Beregnet beskæftigelsesfortrængning af importen
Anm:   Ved opgørelse af beskæftigelsesindholdet i eksporten er opgjort den del af beskæftigelsen i de enkelte erhverv, som anvendes til eksport. Ved opgørelse af beskæftigelsesindholdet i importen, er input antaget produceret med samme teknologi, arbejdsproduktivitet etc. som i de indenlandske erhverv. Landbrug m.m. er defineret som landbrug, fiskeri og råstofudvinding. Fremstilling m.m. indeholder fremstillingsvirksomhed (industri), energi- og vandforsyning og bygge og anlæg. Service indeholder både privat og offentlig og personlig service. Til og med 2000 er anvendt endelige nationalregnskabstal. Efter 2000 er fremskrevet med den reale udvikling i eksport og import og branchespecifik produktivitet. Kilde:  Danmarks Statistik (Input-Output matricer) samt egne beregninger.

Globaliseringens strukturelle virkning på ledighed og beskæftigelse afhænger navnlig af hvilke faggrupper, der mister jobmuligheder som følge af den internationale konkurrence, outsourcing og tekniske fremskridt, deres muligheder for og tilskyndelse til at finde ny beskæftigelse f.eks. i de erhverv der styrkes af international handel, og dermed også af arbejdsmarkeds- og uddannelsespolitikken. På grund af relativt høje kompensationsgrader for lavtlønnede og høje mindstelønninger er risikoen for mis-match og dermed højere strukturel ledighed givetvis størst, hvis ny teknologi og handel primært fortrænger kortuddannet arbejdskraft.

Sideløbende med den kraftige stigning i de udenlandske direkte investeringer navnlig i 1990’erne er ledigheden imidlertid faldet markant. Den strukturelle ledighed er således reduceret med ca. 5 pct.enheder siden 1994, samtidig med at det uddannelsesmæssige mis-match er faldet. De kortuddannedes merledighed i perioden er reduceret og den samlede lønspredning er indsnævret, jf. figur 2.6a og 2.6b.

Figur 2.6a. Samlet ledighedsudvikling og udvalgte gruppers merledighed	Figur 2.6b. Samlet lønudvikling og udvalgte gruppers relative lønudvikling

Kilde: Danmarks Statistik, ADAM’s databank samt egne beregninger på IDA.

Udviklingen skal ses i sammenhæng med, at der i perioden er gennemført reformer af arbejdsmarkedspolitikken, og at uddannelsesniveauet gennemsnitligt er steget. Desuden kan stigende internationalt konkurrencepres også trække i retning af at reducere strukturledigheden.

Hvis den internationale konkurrence i stigende grad breder sig til faggrupper med højere uddannelse, vil risikoen for et uddannelsesmæssigt mis-match formentlig mindskes, men konkurrencen vil fortsat stille krav til fleksibilitet og omstillingsevne på arbejdsmarkedet, herunder i løndannelsen. Gode rammevilkår og velfungerende kapitalmarkeder, som blandt andet understøtter opstart af nye virksomheder, medvirker til at sikre høj omstillingsevne.

Den internationale arbejdsdeling har bidraget til at øge realindkomsterne. Priserne på importerede varer er steget med 26 pct. siden 1980, mens priserne på eksportvarer og de samlede forbrugerpriser i samme periode er steget henholdsvis 69 pct. og 135 pct., jf. tabel 2.6. Det er udtryk for en bytteforholdsgevinst, som styrker realindkomsterne for alle grupper, herunder lavtlønnede.

Tabel 2.6. Bytteforhold og prisudvikling

	1980	1990	1995	2000	2003
Bytteforhold, varer	84,5	96,4	100,0	108,9	112,9
- eksportpriser	62,0	94,3	100,0	105,6	104,6
- importpriser	73,3	96,7	100,0	97,0	92,7
Bytteforhold, tjenester	113,4	102,1	100,0	91,4	93,1
Bytteforhold, samlet	88,6	97,6	100,0	105,3	108,1
BNP-deflator	48,5	90,1	100,0	110,9	117,5
Forbrugerprisindeks	51,1	89,1	100,0	112,1	120,0

Kilde:  ADAM’s databank.

Jobskabelse, jobnedlæggelse og økonomiens omstillingsevne

Der er på det danske arbejdsmarked relativt store årlige bruttobevægelser i beskæftigelsen i form af jobnedlæggelser og jobåbninger. I perioden 1980-2000 har det gennemsnitlige antal jobåbninger således ligget omkring 230.000 per år, jf. figur 2.7a. I samme periode er beskæftigelsen steget. Derfor har antallet af jobnedlæggelser i gennemsnit været mindre end antallet af åbninger i perioden.

Figur 2.7a. Jobskabelse, jobnedlæggelse og beskæftigelse i Danmark	Figur 2.7b. Beskæftigelse fordelt på sektorer

Anm:   I figur 2.7a er der databrud i 1991. I figur 2.7b er landbrug m.m. defineret som landbrug, fiskeri og råstofudvinding. Energi- og vandforsyning og bygge- og anlægssektoren er indeholdt i den samlede beskæftigelse.

Kilde: Danmarks Statistik samt egne beregninger på IDA.

Udflytning af danske arbejdspladser, forstået som danske virksomheders aktive beslutninger om at nedlægge givne produktionsprocesser i Danmark og i stedet placere dem i udlandet, udgør en relativt begrænset andel af det samlede antal jobnedlæggelser.

Dansk Industri (DI) har anslået, at det udsnit af danske industrivirksomheder, som er mest aktive internationalt (og som målt ved beskæftigelsen repræsenterer 11 pct. af den samlede industribeskæftigelse) har øget deres beskæftigelse i udlandet med ca. 40 pct. fra 1996 til 2002[4]. Det svarer til ca. 22.000 personer, eller i gennemsnit ca. 3.700 jobs om året. En tænketank under Økonomi- og Erhvervsministeriet har for nylig vurderet udflytningen af arbejdspladser til i gennemsnit 5.000 om året. Udflytningen udgør således kun ca. 2 pct. af den samlede årlige jobnedlæggelse i Danmark. Der findes ikke tilgængelige skøn over størrelsen af indflytning af arbejdspladser, men udenlandske virksomheders investeringer i Danmark er på niveau med danske virksomheders investeringer i udlandet.

Industrikoncernerne i DI’s undersøgelse har i perioden fra 1996 til 2002 reduceret deres beskæftigelse i Danmark med 3 pct., men det skal ses i forhold til, at den samlede danske industribeskæftigelse i samme periode faldt med omkring 5 pct., jf. figur 2.7b. Derfor har virksomheder med stort internationalt engagement og vækst i den udenlandske beskæftigelse tilsyneladende medvirket til at fastholde arbejdspladser i Danmark. Udover udflytning i den nævnte betydning vil beskæftigelsen også påvirkes af traditionel importkonkurrence, ny teknologi ansporet af globaliseringen m.v., men også af øgede eksportmuligheder og styrket indenlandsk købekraft.

Tekstil- og beklædningsindustrien har i årtier været udsat for skarp international konkurrence. Sektoren har haft en betydeligt større tilbagegang i bes­kæftigelsen end fremstillingssektoren under ét, hvilket også skal ses i lyset af den teknologiske udvikling og efterspørgselsforhold. På trods af, at beskæftigelsen i branchen fra 1970 til 2002 er faldet med mere end 50.000 personer, svarende til 80 pct., har afgangen til ledighed imidlertid ikke været meget højere end i den samlede fremstillingssektor.

I 1980-2001 har i gennemsnit ca. 38 pct. af de ansatte i tekstil- og beklædningsindustrien hvert år forladt deres respektive virksomhed, jf. tabel 2.7. I hovedparten af tilfældene skete dette til fordel for et andet job. Af de personer, som forlod virksomheden af andre årsager, blev ca. 47 pct. egentligt ledige. Resten fortsatte i uddannelse eller trak sig tilbage. Dette billede svarer i store træk til udviklingen i den samlede industri. Årligt forlod i gennemsnit 31 pct. deres arbejdsplads. I to tredjedele af tilfældene skete dette til fordel for et nyt job. Hvor dette ikke var tilfældet, blev 44 pct. egentligt ledige.

Tabel 2.7. Afgang fra beskæftigelse i tekstil- og beklædningsindustrien og den samlede industri i pct., årlige gennemsnit for perioden 1980-2001

	Tekstil og beklædning		Den samlede industri
Transition/afgang	37,8	Andele	31,4	Andele
Til job	22,5	100,0	20,3	100,0
- samme branche	11,9	52,9	9,9	48,8
- anden privat sektor	8,3	36,9	8,4	41,4
- offentlig sektor	2,3	10,2	2,0	9,9
Ikke til job	15,3	100,0	11,1	100,0
- ledighed	7,2	47,1	4,9	44,1
- uddannelse	1,3	8,5	1,3	11,7
- pension, efterløn m.m.	4,3	28,1	2,9	26,1
- hjemmegående og uoplyst	2,5	16,3	1,9	17,1

Kilde:  Egne beregninger på IDA. Tallene dækker tekstil-, beklædnings- og læderindustrien. Analysen er inspireret af Olsen, K., R. Ibsen og N. Westergård-Nielsen (2004), Does outsourcing create unemployment? - The case of the Danish textile and clothing industry, arbejdspapir, Centre for Corporate Performance, Nationaløkonomisk Institut, Handelshøjskolen i Århus.

Danske virksomheders direkte udenlandske investeringer

Danske virksomheder har gennem 1990’erne øget aktiviteten i udlandet markant målt på direkte investeringer. Samtidig har udlandet i tilsvarende omfang optrappet aktiviteterne i Danmark.

Direkte investeringer kan opdeles i opkøb af eksisterende virksomheder, etablering af nye virksomheder fra bunden (såkaldte greenfield investeringer) og udvidelse af aktiviteten i allerede ejede virksomheder[5]. Opkøb af virksomheder og etablering af salgsselskaber i udlandet, der som udgangspunkt ikke medfører tab af arbejdspladser i Danmark, udgør efter alt at dømme størstedelen af de samlede direkte investeringer. De samlede investeringer er derfor ikke snævert knyttet til omfanget af udflytning af arbejdspladser.

Danske virksomheders direkte investeringer i udlandet toppede i 2000 på 5,3 pct. af BNP (opgjort som nettotilgang, dvs. bruttotilgang fratrukket tilbageførsler). Herefter er de faldet markant til 0,5 pct. af BNP i 2003 (6,5 mia. kr.), jf. figur 2.8a. Faldet skal dels ses i lyset af aktiekursudviklingen, hvor kursfaldene i 2001 og 2002 medførte tilbageholdenhed i investeringerne, dels i lyset af den internationale afmatning. Tilbagegangen siden 2000 er således et globalt fænomen. Såfremt der korrigeres for tilbageførsler (bruttotilgang) er faldet relativt set mindre.

Tilbagegangen har været mest udtalt for danske finansierings- og forretningsservicevirksomheder, hvis udgående investeringer er faldet med 46 pct. (målt ved bruttotilgangen). Fremstillingsvirksomhedernes udgående investeringer er faldet med 32 pct. Dermed er fremstillingsvirksomhedernes andel af de samlede direkte investeringer steget til omkring en tredjedel, jf. figur 2.8b.

Kun en lille andel af danske virksomheders direkte udenlandske investeringerne retter sig mod lavtlønsområder. Således udgjorde andelen til Asien (ekskl. Japan) og Østeuropa i 2003 blot 4,4 pct. af de samlede investeringer, mens næsten 95 pct. rettede sig mod OECD-lande (ekskl. Polen, Tjekkiet, Ungarn og Slovakiet). Denne fordeling har ligget stort set konstant siden starten af 1990erne.

Figur 2.8a. Udgående FDI 1991-2003 fordelt på modtagerlande, pct. af BNP, bruttotilgang	Figur 2.8b. Udgående FDI 1999-2003 fordelt på afsenderbranche, pct. af samlet FDI, bruttotilgang

Anm.:  FDI er opgjort ekskl. gennemløbsinvesteringer og defineres som summen af egenkapitaloverførsler og koncernlån. Før 1995 er FDI opgjort ekskl. koncernlån. Nettotilgange beregnes som bruttotilgange fratrukket tilbageførsler. OECD-landene er opgjort uden Polen, Tjekkiet, Ungarn, Slovakiet og Tyrkiet. Asien er opgjort ekskl. Japan. Østeuropa er opgjort inkl. Tyrkiet og Rusland.

Kilde:  Danmarks Nationalbank.

De direkte investeringer retter sig i høj grad mod Danmarks primære afsætningsmarkeder. Det skyldes, at etablering af datterselskab oftere sker i salgs- end produktionsøjemed. Der er dog tendens til, at oprettede datterselskaber i lavtlønslande i højere grad er produktionsvirksomheder. Begrænsede investeringer i lavtlønslande skal sandsynligvis ses i sammenhæng med relativt større opstartsomkostninger og risici, forbundet med investeringer i disse lande.

Varehandelen fordelt på lande

Varehandlen med Asien (ekskl. Japan) og Østeuropa er steget fra 8 pct. af den samlede varehandel i 1988 til 13 pct. i 2003, jf. figur 2.9a. Herunder er handlen med Kina øget fra 1 pct. til 3 pct. af den samlede varehandel. Den øgede handel med Asien (ekskl. Japan) og Østeuropa har til dels fortrængt handel med andre lavtlønsområder. OECD-landenes andel (ekskl. Polen, Tjekkiet, Ungarn og Slovakiet) er faldet fra 88 pct. i 1988 til 84 pct. i 2003, mens EU-landenes andel over samme periode er steget en anelse[6].

Danmarks handelsbalanceoverskud er især et resultat af overskud over for de udviklede lande, jf. figur 2.9b. Samtidig har der været et svagt stigende overskud overfor Østeuropa, mens der er et mindre underskud i samhandlen med Asien (ekskl. Japan).

Figur 2.9a. Danmarks varehandel overfor udvalgte områder	Figur 2.9b. Udvalgte bilaterale handelsbalancer i pct. af produktionsværdi i vareproducerende erhverv

Anm.: Varehandlen er opgjort som summen af vareeksport og vareimport. OECD-landene er opgjort ekskl. Sydkorea, Polen, Tjekkiet, Ungarn, Slovakiet og Tyrkiet. Asien er opgjort ekskl. Japan. Østeuropa er opgjort inkl. Tyrkiet og Rusland.

Kilde: ADAM’s databank.

Industriens lønomkostninger og konkurrenceevne

Det danske lønniveau ligger forholdsvis højt, også i forhold til andre industrilande. Timelønomkostningerne for arbejdere i industrien var i 2002 godt 10 pct. højere end i udvalgte konkurrentlande og forskellen er steget siden 1995, jf. tabel 2.8. En mindre spredning mellem lønningerne for arbejdere og funktionærer i Danmark end i andre lande kan dog trække i retning af, at de samlede relative lønomkostninger er lavere end disse tal indikerer.

Tabel 2.8. Samlede lønomkostninger for industriarbejdere, kr. pr. time

	1995			1998			2002
1	Tyskland	169	1	Tyskland	176	1	Norge	217
2	Schweiz	164	2	Schweiz	163	2	Tyskland	197
3	Belgien	155	3	Belgien	163	3	Schweiz	190
4	Østrig	142	4	Norge	161	4	Danmark	181
5	Finland	137	5	Danmark	151	5	Belgien	179
6	Norge	137	6	Østrig	149	6	Holland	171
7	Danmark	135	7	Sverige	147	7	Finland	169
8	Holland	135	8	Finland	147	8	USA	168
9	Japan	133	9	Holland	143	9	Østrig	166
10	Sverige	120	10	USA	125	10	Sverige	159
11	Frankrig	108	11	Japan	120	11	Japan	148
12	USA	96	12	Frankrig	117	12	Storbritannien	138
13	Italien	91	13	Storbritannien	112	13	Frankrig	137
14	Canada	90	14	Italien	110	14	Canada	126
15	Australien	87	15	Canada	105	15	Australien	122
16	Storbritannien	77	16	Australien	102	16	Irland	118
17	Irland	77	17	Irland	91	17	Italien	117
18	Spanien	72	18	Spanien	81	18	Spanien	95
19	New Zealand	55	19	New Zealand	60	19	Korea	72
20	Grækenland	51	20	Grækenland	59	20	New Zealand	70
21	Korea	41	21	Korea	38	21	Grækenland	67
22	Portugal	30	22	Portugal	37	22	Portugal	42
Vægtet udlandsgnst		127	Vægtet udlandsgnst.		141	Vægtet udlandsgnst		164
Danmark i.f.t. udl.1)		6,4	Danmark i.f.t. udl.1)		7,4	Danmark i.f.t. udl.1)		10,3

Anm.:  I det vægtede udlandsgennemsnit er anvendt de pågældende landes vægte i det effektive kronekursindeks.

1)         Procentvis forskel i forhold til det vægtede udlandsgennemsnit.

Kilde:  Bureau of Labor Statistics (BLS), OECD, Dansk Industris International Lønstatistik samt egne beregninger.

Et højt lønniveau udgør ikke et konkurrenceevneproblem, hvis de beskæftigede har en tilsvarende højere produktivitet. I så fald er det blot udtryk for et højt velstandsniveau. Med baggrund blandt andet i de store danske handels- og betalingsbalanceoverskud og en høj beskæftigelsesfrekvens i forhold til udlandet er der ikke tegn på underliggende konkurrenceevneproblemer.

Højere danske lønstigninger end i udlandet blev i perioden 1996-2000 mere end opvejet af fald i den effektive kronekurs, jf. figur 2.10a. Denne udvikling vendte i 2001-2003, hvor stigende effektiv kronekurs medførte fuldt gennemslag på lønkonkurrenceevnen af de forholdsvis høje danske lønstigninger. Effekten blev dog delvist modgået af relativt højere produktivitetsvækst i Danmark end i udlandet, jf. figur 2.10b.

Korrigeret for produktivitetsudviklingen har de samlede timelønomkostninger ligget relativt stabilt det seneste årti med en vis opdrift de senere år, jf. figur 2.10b. De danske lønstigninger ventes fortsat at overstige udlandets i de kommende år på baggrund af de senest indgåede overenskomster på det private arbejdsmarked.

Figur 2.10a. Relative lønomkostninger1)	Figur 2.10b. Relative enhedslønomkostninger (i samme valuta) 1)

1)         Danmark i forhold til udlandet.

Kilde:  Bureau of Labor Statistics (BLS), EU-kommissionen, OECD, Dansk Industris International Lønstatistik samt egne beregninger.

Industriens eksportmarkedsandele

Dansk industri øgede i perioden 1980-2003 den værdimæssige eksport-markedsandel med godt 15 pct., mens den mængdemæssige eksportmarkeds-andel faldt med ca. 11½ pct., jf. figur 2.11a. Udviklingen afspejler, at dansk industri i perioden har opnået større fremgang i priserne på sine varer end andre landes importpriser er steget. Den gunstige prisudvikling for danske eksportvarer har isoleret set øget realindkomsterne og forbrugsmulighederne[7].

Udviklingen i eksportmarkedsandelen giver et indtryk af, hvordan dansk industrieksport udvikler sig i forhold til andre landes industriimport, men kan ikke ses uafhængigt af udviklingen i resten af økonomien. Tab af markedsandele behøver således ikke være udtryk for forringet konkurrenceevne, men kan f.eks. skyldes, at væksten i verdenshandlen udvikler sig kraftigere end væksten i dansk industris kapacitet, herunder tilgangen af kvalificeret arbejdskraft. Tab af markedsandele er ikke problematisk, så længe vækstpotentialet udnyttes, og betalingsbalancen ikke er på uholdbar kurs.

Over kortere perioder har konjunkturbevægelser, herunder den indenlandske efterspørgsel, betydning for udviklingen i markedsandelen. Der har således historisk været et vist forklaringsbidrag fra kapacitetsudnyttelsen i industrien til de årlige ændringer i eksportmarkedsandelene i industrien, jf. figur 2.11b.

Figur 2.11a. Eksportmarkedsandele	Figur 2.11b. Ændring i eksportmarkedsandele og bidrag fra kapacitetsudnyttelsen

Anm.:  Forklaringsbidraget fra kapacitetsudnyttelsen er beregnet på basis af en estimeret relation, der forklarer ændringer i eksportmarkedsandele ved udviklingen i relative eksportpriser, markedsvæksten og kapacitetsudnyttelsen i industrien.

Kilde:  Danmarks Statistik, OECD samt egne beregninger.

I 2001-2002 vandt industrien i pænt omfang markedsandele, mens foreløbige tal for 2003 peger på et næsten tilsvarende tab. Fremgangen i 2001-2002 skete samtidig med aftagende kapacitetspres i Danmark og svag international efterspørgsel, mens lønkonkurrenceevnen blev svækket. Tabet af markedsandele i 2003 må i nogen grad tilskrives tabet af lønkonkurrenceevne som følge af den lavere dollar og fortsat højere lønstigninger i Danmark end i udlandet.

Opgjort i løbende priser vandt dansk industri betydelige markedsandele i 2001-02. Fremgangen var særlig kraftig i Tyskland, Storbritannien og USA, jf. tabel 2.9. I 2003 indtrådte kun et ubetydeligt tab af markedsandele, idet lavere markedsandel i faste priser stort set blev opvejet af relativt højere priser.

Tabel 2.9. Ændring i markedsandele i løbende priser, pct.

	1993-95	1996	1997	1998	1999	2000	2001	2002	2003	Vægte 2003
Tyskland	3,1	-3,6	-7,7	-7,7	-0,6	-6,6	2,2	9,4	-6,3	0,26
Sverige	-2,0	-2,9	-2,0	-3,4	5,2	0,4	5,0	3,4	1,1	0,12
Storbritannien	-4,7	3,7	1,6	-3,9	-3,6	-8,0	-0,2	20,2	-12,4	0,08
Norge	-1,6	-6,9	-1,4	-7,6	12,4	-2,0	0,5	9,3	-9,2	0,08
USA	-4,2	-1,1	0,0	-3,1	1,6	-13,1	28,7	-5,7	1,0	0,06
Frankrig	2,4	0,1	3,7	-8,4	3,8	-7,5	2,3	3,9	5,3	0,05
Øvrige	-1,7	-7,3	-10,3	4,0	4,7	-10,5	2,2	10,7	7,1	0,35
Sammenvejet	-0,5	-4,2	-5,7	-2,4	3,2	-7,4	4,3	8,7	-0,5	1,00

Kilde:  Danmarks Statistik, OECD samt egne beregninger.

2.4. Kapacitetspres og outputgab

Igennem 2002-2003 er kapacitetspresset – målt ved outputgabet – aftaget og det er vurderingen, at produktionen i 2003 var godt 1 pct. under det potentielle niveau, som ifølge beregningen er afstemt med normal kapacitetsudnyttelse og stabil løn- og prisudvikling[8]. Frem mod 2005 ventes fremgangen i økonomien gradvist at lukke outputgabet.

Det beregnede outputgab peger på, at presset i økonomien senest toppede i 1998, hvor betalingsbalancen var svækket, lønpresset tiltagende, og der blev gennemført stramninger af den økonomiske politik for at dæmpe væksten i den indenlandske efterspørgsel, jf. figur 2.12. Beregninger af outputgabet lavet af EU og OECD indikerer, at outputgabet først toppede nogle år efter (i 2000), hvor betalingsbalancen imidlertid var i bedring, lønstigningerne lavere og den private opsparing på vej op.

Figur 2.12a. Outputgab mål og de fire store indgreb siden 1980	Figur 2.12b. Opsparingsbalancer

Anm.:  I figur 2.12a angiver de gråtonede søjler de fire store indgreb siden 1980. Den finanspolitiske konsolidering i 1982-83, stramningerne og skattereformen i 1986, den såkaldte kick-start i 1993 samt Pinsepakken i 1998.

Kilde:   Danmarks Statistik samt egne beregninger.

I de foregående 20 år topper og bunder det beregnede outputgab stort set samtidigt med vendepunkterne i offentlig og privat opsparing. Det beregnede outputgab, som afspejler det underliggende lønpres i økonomien, synes derfor ret præcist at udpege perioder med større makroøkonomiske ubalancer. Toppunkterne falder endvidere sammen med de 4 største politikindgreb siden starten af 1980’erne, jf. figur 2.12a.

Outputgabet kan opdeles i bidrag fra henholdsvis konjunkturudsving i beskæftigelsen og i totalfaktorproduktiviteten (TFP), hvor TFP er et mål for, hvor effektivt produktionsfaktorerne anvendes i produktionen, jf. boks 2.4 og appendiks 2.1. Udviklingen i TFP på langt sigt er især bestemt af den teknologiske udvikling[9].

De cykliske udsving i TFP kan blandt andet afspejle ændringer i virksomhedernes udnyttelse af kapitalapparatet og medarbejderstaben (f.eks. overarbejde og flerholdsskift m.v.).

De konjunkturbetingede ændringer i beskæftigelsen – det såkaldte beskæftigelsesgab – kan opdeles i bidrag fra konjunkturmæssige bevægelser i henholdsvis ledighed og arbejdsstyrke. Beskæftigelsesgabet er dermed et mål for ledige beskæftigelsesmæssige ressourcer ved givne strukturer på arbejdsmarkedet m.v.

Boks 2.4. Beregning af outputgabet

Beregningen af outputgabet tager afsæt i produktionsfunktionstilgangen, hvor produktionen knyttes til anvendelsen af produktionsfaktorer (arbejdskraft og kapitalapparat). Outputgabet kan skrives som:   hvor y og y* er logaritmen til faktisk BNP og potentielt BNP, a angiver den gennemsnitlige lønkvote, mens ec, uc og f c angiver konjunkturbidraget fra henholdsvis arbejdsstyrken, ledigheden og TFP. Samtidig antages, at potentielt BNP i gennemsnit vokser med en konstant vækstrate p,dvs.:   Potentielt BNP samt konjunkturbidraget fra produktionsfaktorerne indgår som ikke-observerede tilstande i en statistisk tilstandsmodel, som estimeres ved hjælp af Kalman-filteret. Glatheden af potentielt BNP bestemmes med baggrund i data i modsætning til traditionelle metoder (f.eks. HP-filtrering), hvor bestemmelsen af den underliggende BNP-trend bygger på ad hoc antagelser. Metoden giver endvidere mulighed for at vurdere usikkerheden i beregningerne i form af konfidensbånd. Se appendiks 2.1 for en yderligere gennemgang.

I 2003 skønnes outputgabet at være –1,1 pct. af BNP, som følge af et negativt konjunkturbidrag fra både TFP og beskæftigelse, jf. tabel 2.10.

Tabel 2.10. Outputgabet og produktionsfaktorer

	1999	2000	2001	2002	2003	2004	2005
	Pct.
Outputgab.	2,2	1,6	1,5	0,0	-1,1	-0,1	0,4
Bidrag fra:
TFP-gab	0,9	0,7	0,7	-0,5	-0,8	0,1	0,0
Beskæftigelsesgab	1,4	0,9	0,7	0,5	-0,3	-0,2	0,4
Beskæftigelsesgab	2,1	1,4	1,1	0,7	-0,5	-0,2	0,5
- Ledighedsgab	-1,4	-0,8	-0,8	-0,5	0,4	0,4	-0,2
- Arbejdsstyrkegab	0,7	0,6	0,3	0,2	-0,1	0,2	0,3

Anm.:  Beskæftigelsesgabet er beregnet som arbejdstyrkegabet fratrukket ledighedsgabet.

Kilde:  Egne beregninger.

Det negative bidrag fra beskæftigelsen i 2003 skyldes især, at ledigheden ligger over det beregnede strukturelle niveau (dvs. positivt ledighedsgab). Derudover har navnligt de unge nedsat erhvervsdeltagelsen i lyset af blandt andet de svækkede konjunkturer, jf. afsnit 2.6. Samlet set kan det konjunkturbetingede beskæftigelsestab anslås til -0,5 pct. af arbejdsstyrken i 2003. Det svarer med nogen usikkerhed til, at beskæftigelsen i 2003 var i størrelsesordnen 15.000 personer under det niveau, hvor der målt ved beskæftigelsesgabet kunne opstå konjunkturbetinget lønpres.

Over tid er der en tendens til, at cyklen i TFP er foran beskæftigelsesgabet, jf. figur 2.13a. Det betyder eksempelvis, at svage konjunkturer først afspejles i faldende kapacitetsudnyttelse i form af et negativt TFP-gab, idet virksomhederne ved indgangen til en konjunkturnedgang kan være afventende med at skære ned i antallet af ansatte. Beskæftigelsen tilpasses herefter gradvist til den nye konjunktursituation.

I gennemsnit udgør TFP-gabet derfor størstedelen af outputgabet i første halvdel af et konjunktursving, mens bidraget fra beskæftigelsen er størst i sidste halvdel.

Figur 2.13a. Outputgab – bidrag fra produktionsfaktorer	Figur 2.13b. Outputgab – beregningsusikkerhed

Anm.: De stiplede linjer udgør 95 pct. konfidensbånd for det beregnede outputgab.    

Kilde:  Egne beregninger.

Som følge af, at outputgabet er beregnet på baggrund af en økonomisk-statistisk model, er målet behæftet med usikkerhed. Det afspejles blandt andet i beregnede usikkerheds- eller konfidensbånd på outputgabet, jf. figur 2.13b. Dertil kommer, at der er usikkerhed omkring specifikationen af den økonomiske model, som ligger til grund for beregningen af outputgabet.

Erfaringer viser, at det beregnede outputgab i nogle tilfælde må revideres relativt meget efterhånden, som der kommer reviderede eller yderligere data for den efterfølgende periode – et såkaldt endepunktsproblem. Denne endepunktsusikkerhed, som ikke anskueliggøres af de viste usikkerhedsbånd, er problematisk, da det navnlig er det beregnede outputgab i de seneste år, som kan indgå i vurderingen af blandt andet finanspolitikken.

Beregningen af outputgabet er derfor baseret på en ny metode, som søger at afhjælpe endepunktsproblemet. Det sker konkret ved at anvende statistisk information om kapacitetsudnyttelsen i industrien i bestemmelsen af blandt andet den strukturelle ledighed og dermed ledighedsgabet, der som nævnt indgår i beregningen af outputgabet. Kapacitetsudnyttelsen giver information ud over løn- og prisudviklingen, om hvorvidt et vendepunkt i økonomien har konjunkturel karakter og dermed kan forventes at medføre efterfølgende pres på lønninger og priser.

Med den nye tilgang kan den gennemsnitlige revision af skøn for outputgabet i et givet år opgøres til ca. 0,2 pct. af BNP, når ny (og endelig) information for det efterfølgende år inddrages, jf. tabel 2.11[10]. Den gennemsnitlige revision øges til ca. 0,3 pct. med oplysninger for endnu et år, men er derefter robust overfor yderligere information. Med den tidligere metode, som ikke inddrager information om kapacitetsudnyttelsen i industrien, var den gennemsnitlige revision på ca. 0,6 pct. efter et år, og godt 1 pct. på 3-4 års sigt. Det vil sige, at revisionerne reduceres med en faktor 3 til 4 afhængig af hvilken tidshorisont, der anlægges.

Revisionerne knytter sig primært til udviklingen i midt-1990’erne, hvor der har været vanskeligheder med præcist at identificere, hvornår den strukturelle ledighed begynder at falde, og hvilken styrke faldet har.

Mekaniske beregninger foretaget af Finansministeriet på EU-kommissionens mål for outputgabet indikerer større følsomhed over for ny information[11]. Efter 5 år revideres EU’s outputgab i gennemsnit med ±2,4 pct.-enheder mod kun ±0,3 for ovennævnte mål. Den gennemsnitlige revision af EU’s mål stiger endvidere i takt med tilgangen af ny information.

Forskellene i følsomhed overfor endepunktsantagelser stammer navnlig fra bestemmelsen af strukturledigheden og dermed ledighedsgabet. I den nye beregning medfører inddragelsen af kapacitetsudnyttelsen i industrien et mere robust skøn for strukturel ledighed og ledighedsgabet. Bestemmelsen af outputgabet bliver dermed også mindre følsomt overfor endepunktsproblemer. De mere robuste skøn for outputgabet vurderes også at kunne tilskrives anvendelsen af tilstandsmodel-tilgangen i beregningerne.

Tabel 2.11. Gennemsnitlig absolut revision på outputgab over tid

	Revision af skøn for periode t
	t+1	t+2	t+3	t+4	t+5
	Pct.-enheder
Finansministeriet
Outputgab	0,21	0,27	0,30	0,31	0,30
- Ledighedsgab	0,08	0,16	0,20	0,22	0,21
Tidligere anvendt mål
Outputgab	0,62	0,83	1,04	1,07	0,95
- Ledighedsgab	0,42	0,57	0,72	0,76	0,65
EU-kommissionen
Outputgab	0,82	1,36	1,83	2,12	2,41
- Ledighedsgab	0,46	0,73	0,75	0,87	1,03

Anm.:  Revisionen af skønnet for periode t på baggrund af information frem til t+i beregnes, som den gennemsntlige revision i forhold til det oprindelige skøn for periode t. Revisionerne er opgjort på årsbasis, og følsomhedsberegningen dækker perioden 1990 til 2002.      

Kilde:  Egne beregninger.

Ledighedsgabet er statistisk set et mere robust mål for det kapacitetsbetingede lønpres i økonomien end outputgabet. Desuden opgøres den strukturelle ledighed med udgangspunkt i statistiske oplysninger for ledighed, lønninger og priser, som undergår mindre historiske revisioner ved hver offentliggørelse end f.eks. produktion og beskæftigelse. Usikkerheden på ledighedsgabet og måske navnlig outputgabet er imidlertid betydelig, og en vurdering af den aktuelle konjunktursituation skal derfor i sagens natur suppleres med en række andre indikatorer.

Den strukturelle ledighed

Det beregnede mål for strukturel ledighed afspejler det ledighedsniveau, som er foreneligt med stabil løn- og prisinflation på nogle års sigt. Den anvendte strukturledighed skal derfor opfattes som et kortsigtsbegreb. Det teoretiske grundlag og estimationsmetoden bag målet for strukturel ledighed er nærmere beskrevet i appendiks 2.2.

På baggrund af beregningerne vurderes den strukturelle ledighed i 2002 og 2003 at ligge på omkring 5,5 pct. af arbejdsstyrken, med en beregnet usikkerhed på ± ½ pct. (95 pct. konfidensbånd), jf. figur 2.14a. Stigningen i ledigheden i 2003 tilskrives dermed overvejende konjunkturudviklingen. I takt med vendingen i konjunkturerne forudsættes ledigheden gradvist at bevæge sig tilbage mod det beregnede strukturelle niveau, jf. Økonomisk Redegørelse, maj 2004. Der er en klar tendens til, at det beregnede ledighedsgab er lavt i perioder, hvor lønningerne er steget kraftigt og omvendt, jf. figur 2.14b.

Figur 2.14a. Faktisk og strukturel ledighed	Figur 2.14b. Ledighedsgabet og stigningstakten i reallønnen (udglattet)

Anm.: De stiplede linjer udgør 95 pct. konfidensbånd for den strukturelle ledighed.

Kilde: Danmarks Statistik samt egne beregninger.

I 2003 har der imidlertid været en vis afkobling mellem ledighedsgabet og reallønsstigningstakten. Det skyldes blandt andet en midlertidig afdæmpning af inflationen i 2003, som følge af afgiftsnedsættelser og faldende importpriser, som tilsyneladende ikke har påvirket løndannelsen efter det sædvanlige mønster. Modelberegningen peger på den baggrund på opdrift i strukturledigheden i 2003, selv om overenskomsterne for 2004 og 2005 lægger op til relativt afdæmpede lønstigninger.

Skønnet for den strukturelle ledighed på 5,5 pct. forudsætter, at den strukturelle ledighed er uændret fra 1. kvartal 2003 til 4. kvartal 2005. Dermed får den skønnede udvikling i ledighed, løn og priser i 2004 og 2005 betydning for strukturledighedens niveau – også i de seneste historiske år. Følsomhedsanalyser indikerer, at et mindre ledighedsfald end forudsat i Økonomisk Redegørelse, maj 2004 vil betyde et lidt højere beregnet niveau for strukturledigheden givet løn- og prisforudsætningerne, jf. tabel 2.12.

Modellen estimeres med baggrund i den registrerede ledighed (CRAM), som traditionelt anvendes som mål for ledighedsudviklingen. Det skyldes dels, at den statistiske usikkerhed er forholdsvis lille. Samtidig dækker statistikken en relativt lang periode. Ulempen ved dette ledighedsmål er blandt andet, at personer som ikke er registreret ledige, men som søger arbejde, ikke tæller med.

Tabel 2.12. Strukturel ledighed beregnet med alternative forudsætninger om ledighedsudviklingen i 2004 og 2005.

	2000	2001	2002	2003	2004	2005
	Pct. af arbejdsstyrken
Økonomisk Redegørelse, maj 2004	6,0	5,8	5,5	5,5	5,5	5,5
Uændret ledighed fra 4. kvartal 2003 på 6,3 pct.	6,2	5,9	5,7	5,8	5,8	5,8
Halvering af ledighedsfaldet forudsat i ØR maj 2004	6,1	5,9	5,6	5,6	5,6	5,6

Kilde: Danmarks Statistik samt egne beregninger.

AKU-ledigheden er et spørgeskemabaseret ledighedsmål, hvor alle aktivt arbejdssøgende uden arbejde regnes som ledige, jf. kapitel 5. AKU-ledigheden er som udgangspunkt et godt mål for, hvor mange der står aktivt til rådighed på arbejdsmarkedet og indeholder derfor vigtig information om lønpresset på arbejdsmarkedet. Omvendt er den behæftet med større statistisk usikkerhed end den registrerede ledighed. Danmarks Statistik vurderer stikprøveusikkerheden på AKU-ledighedsraten til omkring ±0,5 pct.enheder. Samtidig er AKU-ledigheden på kvartaler kun tilgængelig for en begrænset periode.

Beregninger med AKU-ledigheden indikerer en lidt lavere strukturledighed, jf. tabel 2.13. Det afspejler, at niveauet for AKU-ledigheden generelt er lavere end den registrerede ledighed. EU-kommissionens beregninger baseret på den standardiserede ledighed giver ligeledes anledning til et lidt lavere skøn for strukturledigheden i Danmark.

Tabel 2.13. Beregning på alternative ledighedsmål

	1999	2000	2001	2002	2003
	Pct. af arbejdsstyrken
Strukturel ledighed
Registreret ledighed	6,9	6,0	5,8	5,5	5,5
- ledighedsgab	-1,4	-0,8	-0,8	-0,5	0,4
AKU-ledighed	6,3	4,9	5,3	5,3	5,3
- Ledighedsgab	-0,8	-0,3	-0,5	-0,6	0,2
EU-kommissionen	5,9	5,7	5,5	5,4	5,4
- Ledighedsgab	-1,1	-1,3	-1,2	-0,8	0,2

Kilde: Danmarks Statistik, EU-kommissionen samt egne beregninger.

2.5. Det strukturelle og konjunkturelle arbejdsudbud

Udviklingen i arbejdsstyrken er i stort omfang bestemt af befolkningsudviklingen og strukturelle forhold, herunder mulighederne for midlertidig og permanent tilbagetrækning. På kort sigt kan konjunkturerne dog i visse perioder have bidraget med op til 25.000 personer til arbejdsstyrken, jf. figur 2.15a.

Figur 2.15a. Arbejdsstyrken – bidrag fra struktur og konjunktur	Figur 2.15b. Konjunkturudsving i erhvervsfrekvensen og ledighedsgabet

Kilde: ADAM’s databank samt egne beregninger.

De konjunkturbetingede ændringer i arbejdsstyrken kan afspejle en såkaldt ”discouraged worker” effekt, dvs. at personer midlertidigt indtræder eller trækker sig ud af arbejdsstyrken i lyset af ændrede beskæftigelsesmuligheder. De bevægelser i erhvervsfrekvensen for de 15-66-årige, som ifølge beregningerne kan tilskrives konjunkturforhold, er tæt korrelerede med ledighedsgabet, jf. figur 2.15b. Appendiks 2.3 beskriver den anvendte beregningsmetode.

Det konjunkturmæssige bidrag til ændringen i arbejdsudbuddet kommer primært fra ændringer i de unges erhvervsdeltagelse, jf. figur 2.16a og boks 2.5. Det kan blandt andet afspejle, at unge under lavkonjunkturer ofte vælger at starte på en ny uddannelse eller færdiggøre deres uddannelse senere.

Konjunkturfølsomheden i arbejdsudbuddet er væsentlig mindre blandt de 30-49 og 50-59-årige. Det skyldes i nogen grad, at disse ikke har samme muligheder for midlertidigt at trække sig ud af arbejdsstyrken som de 15-29-årige. For de 60-66-årige er der ikke fundet systematisk konjunkturfølsomhed i arbejdsudbuddet. Erhvervsdeltagelsen blandt de 60-66-årige er i højere grad præget af muligheden for permanent tilbagetrækning. Tilbagetrækning til eksempelvis efterløn vurderes i højere grad at være regelbaseret, idet tilgangen til efterløn fremstår uafhængig af beskæftigelsesudviklingen for de 59- årige, jf. figur 2.16b.

Figur 2.16a. Erhvervsdeltagelsens konjunkturfølsomhed for aldersgrupper	Figur 2.16b. Ændring i beskæftigelse for 59-årige og netto tilgang til efterløn

Kilde: Danmarks Statistik, RAS, ADAM’s databank samt egne beregninger.

Boks 2.5. Konjunkturfølsomheden i arbejdsudbuddet

De konjunkturbetingede ændringer i arbejdsudbuddet antages i beregningerne blandt andet at følge ledighedsgabet: Konjunkturel arbejdsudbud = y x ledighedsgabet m.m hvor det konjunkturel arbejdsudbud angiver konjunkturbidraget til erhvervsfrekvensen (standardiseret). Størrelsen af y-koefficienten afspejler dermed, hvor følsomt arbejdsudbuddet er overfor konjunkturforhold. For 15-66-årige under ét kan g estimeres til  -0,43, jf. tabel a. Stigende konjunkturledighed medfører dermed lavere konjunkturbidrag til arbejdsstyrken, hvilket understøtter en ”discouraged worker” effekt. Opdelt på aldersgrupper indikerer resultaterne, at der er store forskelle i arbejdsudbuddets følsomhed overfor konjunkturerne. Beregningerne viser, at det især er de unges arbejdsudbud, som følger konjunkturerne. Modsat synes resultaterne ikke at kunne påvise nogen konjunkturfølsomhed for de 60-66-årige. Tabel a. Konjunkturfølsomhed i arbejdsudbuddet opdelt på aldersgrupper. Parameter 15-29-årige 30-49-årige 50-59-årige 60-66-årige Samlet y -1,09** -0,22** -0,25* 0,05 -0,43** Anm.:  Stjernerne angiver, at koefficienten med 90 pct. (*) eller 95 pct. (**) statistisk sandsynlighed er forskellig fra nul. Kilde:  Egne beregninger.

Første halvdel af 1990’erne var præget af en faldende arbejdsstyrke som følge af lavere strukturel erhvervsdeltagelse, jf. tabel 2.14. Faldet i arbejdsstyrken i perioden op til 1996 skyldtes, at indførelsen af orlovsordningerne og overgangsydelsen i 1993-94 medførte et markant fald i erhvervsdeltagelsen, navnlig for de 50-59-årige, jf. tabel 2.15.

Tabel 2.14. Faktisk og strukturel arbejdsstyrke 

	1992- 1996	1996- 2000	2000- 2003	2002	2003
	Ændring i 1.000 personer			1.000 personer
Arbejdsstyrke	-61	57	3	2886	2.889
Strukturel arbejdsstyrke	-64	35	25	2877	2.891
Konjunkturbidrag	3	22	-22	9	-2

Kilde: Danmarks Statistik samt egne beregninger.

Ledigheden steg kraftigt under konjunkturtilbageslaget i 1987-93. Det er et karakteristisk træk for en række europæiske lande, at perioder med høj ledighed i nogen grad er forsøgt imødegået ved at introducere tiltag, der reducerer arbejdsstyrken, f.eks. gennem førtidig tilbagetrækning. Sådanne tiltag er imidlertid kortsigtede, fordi arbejdskraften dermed ikke længere står til rådighed, når konjunkturerne vender, og efterspørgslen efter arbejdskraft igen tager til. På den måde kan en konjunkturmæssig tilbagegang i beskæftigelsen få strukturel karakter.

Tabel 2.15. Arbejdsudbud

	Indført	Berettigede	Deltagelse	Reform
Overgangsydelse	1993/1994	50-59-årige langtidsledige A-kasse medlemmer	45.000 i 1996 10.000 i 2003	Tilgang lukket i 1996
Orlovsordninger	1993/1994	Børn, uddannelse eller sabbat	80.000 i 1995 20.000 i 2003	Løbende opstrammet 1995-2002
Førtids-pension	Før 1979	Handicap eller behov for permanent social støtte	270.000 i 1995 259.000 i 2003	1998 og 2000. Årlig tilgang reduceret kraftigt. Fleksjob indført.
Efterløn	1979	Alder 60-66 år (fra 2004 60-64 år)1) A-kasse medlemmer, der har betalt efterlønsbidrag	114.000 i 1995 179.000 i 2003 (6 pct. af arbejdsstyrken)	1998 (Skønnet virkning -15.000)

1)         Den officielle tilbagetrækningsalder blev reduceret fra 67 til 65.

De varige følger af orlovsordningerne og overgangsydelsen blev mindsket ved opstramninger af reglerne siden midten af 1990’erne. Overgangsydelsen reducerede umiddelbart arbejdsstyrken med op til 1,5 pct., men efter tilgangen til ordningen blev lukket i 1996, er antallet af modtagere faldet kraftigt,jf. tabel 2.15, mens beskæftigelsen blandt de 50-59-årige er steget kraftigere end for andre aldersgrupper.

Den beregnede strukturelle arbejdsstyrke er således steget med ca. 35.000 personer fra 1996 til 2000, jf. tabel 2.14. Hertil kommer et ikke ubetydeligt konjunkturbidrag til arbejdsstyrken som følge af et sammenfaldende økonomisk opsving.

I perioden 2000-2003 vurderes de underliggende strukturer fortsat at bidrage positivt til arbejdsstyrken. Således er deltagelsen i orlovsordningerne i 2003 faldet til mindre end en fjerdedel af niveauet i 1996. Derudover skønnes efterlønsreformen fra 1998 på sigt at reducere afgangen fra arbejdsstyrken til efterløn med ca. 15.000 personer.

Den strukturelle arbejdsstyrke ventes stort at være uændret i 2004 og 2005 under ét, jf. tabel 2.16. Det skyldes, at de positive bidrag fra udfasningen af overgangsydelse samt førtidspensions- og efterlønsreformerne omtrent modsvares af bidraget fra den demografiske udvikling, som reducerer den strukturelle arbejdsstyrke.

Tabel 2.16. Den strukturelle arbejdsstyrke, 2003-2005

	2003	2004			2005
	Niveau		Ændring
	1.000 personer
1. Demografi	-			-8	-9
2. Bidrag fra tiltag på arbejdsmarkedet	-			10	7
1+2		2	-3
Strukturel arbejdsstyrke	2.891			2893	2890
Faktisk arbejdsstyrke	2.889			2900	2903
Konjunkturbidrag	-2			7	13

Anm.: Afrunding kan medføre, at bidragene til den samlede ændring i arbejdsstyrken ikke summerer til i alt. Bidraget fra demografi er beregnet ved at fastholde andelen af befolkningen (fordelt på alder, køn og herkomst) i de enkelte arbejdsmarkedskategorier på niveauet i 2003. Bidraget fra tiltag tager højde for udfasningen af overgangsydelse, effekten af førtidspensions- og efterlønsreformerne, samt virkningerne af Flere i arbejde og Lavere skat på arbejdsindkomst. Desuden indgår effekter af et generelt øget uddannelsesniveau.

Kilde: Egne beregninger.

Konjunkturbidraget til arbejdsstyrken ventes i lyset af stigende beskæftigelse og faldende ledighed igen at blive positivt i 2004 og 2005. Samlet skønnes arbejdsstyrken dermed at stige med omkring 15.000 personer fra 2003 til 2005, jf. Økonomisk Redegørelse, maj 2004.

2.6. Finanspolitikkens aktivitetsvirkninger

De offentlige finanser har væsentlig betydning for konjunkturudviklingen, navnlig via de automatiske stabilisatorer, men også som følge af diskretionære finanspolitiske beslutninger.

De automatiske stabilisatorer er et spejlbillede af de offentlige finansers konjunkturfølsomhed. Automatiske ændringer i skattebetalinger og konjunkturfølsomme offentlige udgifter, såsom arbejdsløshedsdagpenge og kontanthjælp, understøtter den private sektors disponible indkomst og forbrug ved tilbageslag i økonomien og er omvendt med til at reducere den samlede indenlandske efterspørgsel ved økonomisk fremgang[12].

Aktivitetsvirkningerne af finanspolitikkens diskretionære elementer måles ved hjælp af den såkaldte finanseffekt, der blandt andet som følge af et opdateret modelgrundlag er blevet genberegnet[13].

Finanseffekten angiver den beregnede 1. års aktivitetsvirkning målt ved BNP af finanspolitisk betingede ændringer i offentlige udgifter og indtægter, jf. boks 2.6. Aktivitetsvirkningen opgøres med udgangspunkt i en række nulpunkter, som angiver status for de forskellige udgifts- og indtægtsposter ved en neutral finanspolitik. Definitionen af nulpunkterne sigter blandt andet efter, at det modcykliske element i finanspolitikken, som kan tilskrives de automatiske stabilisatorer, ikke indregnes i finanseffekten.

Boks 2.6. Beregning af finanseffekt

Finanseffekten er defineret som 1. års aktivitetsvirkningen målt ved BNP af finanspolitiske ændringer i offentlige udgifter og indtægter. Beregningen af finanseffekten foregår i to trin: ·  Først isoleres ændringer i de forskellige offentlige budgetposter, der kan henføres til finanspolitikken i det givne år (direkte provenu­virkninger). Det sker i forhold til de såkaldte nulpunkter for finanspolitikken. ·  Derefter beregnes den afledte virkning på den økonomiske aktivitet som følge af de beregnede ændringer i de direkte provenuer i det givne år. Det gøres ved hjælp af de forskellige budgetposters multiplikatorer, som beregnes med den makroøkonomiske model ADAM. Den samlede finanseffekt fremkommer som summen af aktivitetsvirkningerne fra de enkelte budgetposter:     Nulpunkterne er et udtryk for den status for de forskellige budgetposter, der vurderes at karakterisere en neutral finanspolitik. Overordnet set er nulpunkterne fastlagt således, at de offentlige udgifter og indtægter udgør en uændret andel af BNP i et steady state forløb med gennemsnitlig vækst og uændret privat beskæftigelse og ledighed, jf. appendiks 2.4. Fokus på BNP som måleenhed ved opgørelsen af finanseffekten skyldes blandt andet, at BNP er det mest anvendte mål for den samlede produktion i økonomien. Ved tilrettelæggelsen af finanspolitikken fokuseres også på andre centrale størrelser, herunder virkningen på beskæftigelsen og bruttoværditilvæksten.

Historisk set har finanseffekten vist en modcyklisk tendens, idet finanseffekten i perioder med negativt outputgab oftest har været positiv, mens den har været omtrent neutral eller svagt stram i perioder med positivt outputgab, jf. figur 2.17a. For perioden 1980 til 2004 er der en negativ korrelationskoefficient mellem outputgabet og finanseffekten på -0,3, jf. tabel 2.17.

Figur 2.17a. Finanseffekt og outputgab, 1980-2004	Figur 2.17b. BNP-effekt af finanspolitikken de sidste tre år

Kilde:   ADAM’s databank samt egne beregninger.

Den afledte effekt målt ved BNP af diskretionære finanspolitiske ændringer er ifølge de forskellige danske beregningsmodeller typisk kraftigst i andet eller tredje år efter ændringernes ikrafttræden. I tilrettelæggelsen af den økonomiske politik skal der således tages højde for virkningerne af tidligere års finanspolitik, og at de forsinkede virkninger af den førte finanspolitik har betydning for aktiviteten i de efterfølgende år.

Tabel 2.17. Korrelation mellem finanseffekt og outputgab

	1980-92	1993-04	1980-04
1. års effekten (finanseffekten)
- Korrelationskoefficient	-0,4	-0,5	-0,3
- Antal år med modsat fortegn	8 af 13	6 af 12	14 af 25
Inklusive effekten af 2 foregående års finanspolitik
- Korrelationskoefficient	-0,6	-0,7	-0,4
- Antal år med modsat fortegn	10 af 13	6 af 12	16 af 25

Anm.:  Outputgabet er korrigeret for effekten af årets finanspolitik (1. års effekten), dvs. der benyttes det outputgab, der ville være blevet observeret i det pågældende år i fravær af virkningen af årets finanspolitik.

Kilde:  Egne beregninger.

Betragtes virkningerne af finanspolitikken over en 3-årig horisont, dvs. indregnet effekter af årets samt de to foregående års finanspolitik, har aktivitetsbidraget en forholdsvis klar modcyklisk tendens, jf. figur 2.17b. Der er en negativ korrelationskoefficient mellem outputgabet og det beregnede aktivitetsbidrag fra finanspolitikken over en 3-årig horisont på ca. -0,7 i delperioderne 1980-92 og 1993-04, jf. tabel 2.17. For hele perioden 1980-2004 er korrelationskoefficienten på -0,4[14].

Samlet set har finanspolitikken været forholdsvis lempelig siden 2001. Finanspolitikken har dermed isoleret set dæmpet de negative virkninger af det internationale økonomiske afmatning.

Både 1. års effekten og de afledte aktivitetsvirkninger i de efterfølgende år varierer fra budgetpost til budgetpost. En given forøgelse af offentligt forbrug og investeringer har således en større 1. års effekt på BNP end en tilsvarende nedsættelse af personskatterne. Det skyldes blandt andet, at øget offentligt forbrug slår direkte igennem på BNP, mens ændringer i husholdningernes indkomst efter skat fordeles på opsparing, som ikke har umiddelbar aktivitetsvirkning, og forbrug, som – korrigeret for importindholdet – påvirker BNP.Den beregnede aktivitetseffekt af en (ex-ante) skattefinansieret udvidelse af det offentlige forbrug er således positiv på kort sigt, mens den på lidt længere sigt er negativ[15], jf. figur 2.18a.

Figur 2.18a. BNP-effekt af en skattefinansieret stigning i det offentlige forbrug	Figur 2.18b. Ændring i primær strukturel budgetsaldo og finanseffekt, 1980-2004

Anm.:  I figur 2.18a svarer stødene til en direkte provenuvirkning på 0,1 pct. af nominelt BNP. ”Balanceret budget” viser den procentvise reale BNP-effekt af en offentlig udgiftsstigning finansieret ved et øget direkte skattetryk.

Kilde:   ADAM’s databank samt egne beregninger.

Et alternativt mål for størrelsen af den diskretionære finanspolitik er ændringen i den primære strukturelle budgetsaldo, som angiver stillingen på de offentlige finanser renset for bidrag fra konjunkturerne og nettorentebetalinger. En stigning i det primære strukturelle budgetoverskud er således en indikation af en finanspolitisk stramning. Den primære strukturelle saldo anvendes ofte i internationale sammenligninger af finanspolitikkens stramhedsgrad, idet der ikke foreligger sammenlignelige finanseffektberegninger.

De beregnede ændringer i den primære strukturelle budgetsaldo giver overordnet set samme billede af finanspolitikken som finanseffektberegningerne, jf. figur 2.18b. I perioden 1981-2004 er der således en signifikant negativ korrelationskoefficient mellem de to mål på -0,7, og de to har modsatrettede fortegn i 19 ud af 24 år, jf. tabel 2.18. Alligevel synes ændringer i den primære strukturelle saldo ikke i samme grad at understøtte billedet af en modcyklisk finanspolitik. Korrelationen mellem ændringer i den primære strukturelle budgetsaldo og outputgabet er således tæt på nul i den betragtede periode[16].

Tabel 2.18. Korrelation mellem ændringen i den primære strukturelle saldo og finanseffekt henholdsvis outputgab

	1981-92	1993-04	1981-04
1. års effekten (finanseffekten)
- Korrelationskoefficient	-0,7	-0,5	-0,7
- Antal år med modsat fortegn	10 af 12	10 af 12	20 af 24
Outputgab
- Korrelationskoefficient	0,0	0,2	0,0
- Antal år med samme fortegn	5 af 12	6 af 12	11 af 24

Anm.:  Outputgabet er korrigeret for effekten af årets finanspolitik (1. års effekten), dvs. der benyttes det outputgab, der ville være blevet observeret i det pågældende år i fravær af virkningen af årets finanspolitik.

Kilde:  Egne beregninger.

Finanseffekten vurderes at være et mere velegnet mål for aktivitetsvirkningen af den førte finanspolitik end ændringen i den primære strukturelle budgetsaldo. Det skyldes, at finanseffekten tager højde for, at de enkelte budgetposter har forskellige aktivitetsvirkninger, mens ændringer i den primære strukturelle budgetsaldo alene er et udtryk for overordnede, konjunkturrensede provenuvirkninger. Desuden vil strukturforbedringer – f.eks. på arbejdsmarkedet – medføre en styrkelse af den primære strukturelle budgetsaldo, som ikke nødvendigvis er udtryk for en diskretionær stramning af finanspolitikken. Endelig kan der ved beregningen af den strukturelle budgetsaldo være risiko for, at diskretionære elementer i finanspolitikken, som systematisk er modcykliske, bliver opfattet som et bidrag fra de automatiske stabilisatorer.

Niveauet for finanseffekten og de flerårige aktivitetsvirkninger af finanspolitikken er behæftet med usikkerhed, blandt andet fordi de beregnede aktivitetsvirkninger af den førte finanspolitik afhænger af det anvendte modelgrundlag.

Genberegningen af de finanspolitiske multiplikatorer på det opdaterede modelgrundlag i ADAM giver således anledning til et mindre fald i størrelsesordenen af multiplikatorerne både på udgifts- og indtægtssiden, jf. appendiks 2.4. Den væsentligste ændring er, at kortsigtseffekten på privatforbruget af ændringer i husholdningernes disponible indkomster er reduceret i forhold til den tidligere modelversion. Ved en stigning i husholdningernes samlede disponible indkomst på 1 mia. kr. er kortsigtseffekten på det samlede privatforbrug[17] nu en stigning på ca. 0,3 mia. kr. mod ca. 0,4 mia. kr. i den tidligere modelversion.

Med samme kortsigtede forbrugstilbøjelighed for husholdningerne som i den tidligere modelversion vil den beregnede aktivitetsvirkning af en reduktion i f.eks. personskatterne med 1 pct. af nominelt BNP isoleret set øges fra 0,27 til 0,41 pct. af realt BNP, jf. tabel 2.19. Til sammenligning er den beregnede aktivitetsvirkning i det tidligere metodegrundlag for finanseffektberegningen på 0,50 pct. af realt BNP. Forskellen på aktivitetsvirkningerne af en reduktion i personskatterne i den seneste og den tidligere modelversion kan derfor i høj grad henføres til en mindre kortsigtet forbrugsvirkning af en stigning i husholdningernes disponible indkomster.

Den kortsigtede forbrugstilbøjelighed i modelberegningerne er en estimeret, historisk gennemsnitlig 1. års virkning på det private forbrug af ændringer i de samlede disponible indkomster. Udover skatteforhold påvirkes disse indkomster blandt andet af befolkningsændringer, beskæftigelsesudviklingen, generelle lønstigninger og formueafkast, dvs. forhold som i princippet kan have forskellige kortsigtede virkninger på privatforbruget. Derfor er der navnlig usikkerhed om de aktivitetsbidrag, som er en direkte konsekvens af større indkomster, herunder skattereduktioner.

Tabel 2.19. Aktivitetsvirkninger (1. års) ved forskellig kortsigtet forbrugstilbøjelighed af en reduktion i personbeskatningen på 1 pct. BNP

	Realt BNP	Beskæftigelse
	pct.	1.000 pers.
Med træg tilpasning i beskæftigelsen
- Estimeret forbrugstilbøjelighed	0,27	2,5
- Forbrugstilbøjelighed som i tidligere modelversion	0,41	3,9
- Forbrugstilbøjelighed på 50 pct.	0,48	4,6
Uden træg tilpasning i beskæftigelsen
- Estimeret forbrugstilbøjelighed	0,27	5,4
- Forbrugstilbøjelighed som i tidligere modelversion	0,41	8,5
- Forbrugstilbøjelighed på 50 pct.	0,48	10,2

Kilde:   Egne beregninger.

Virkningen på privatforbruget som følge af en reduktion af personbeskatningen afhænger blandt andet af, om indkomstfremgangen opfattes som permanent eller midlertidig. En skattereduktion, der opfattes som permanent, vurderes således at have en større kortsigtseffekt på privatforbruget end en midlertidig skattereduktion. Desuden kan virkningen på privatforbruget f.eks. afhænge af, om skattereduktionen er målrettet de lavt- eller højtlønnede, idet lavtlønnede sædvanligvis anslås at have størst marginal forbrugstilbøjelighed. Den estimerede kortsigtede forbrugstilbøjelighed tager ikke højde for sådanne sondringer.

Et yderligere usikkerhedsmoment i modelberegningerne knytter sig til antagelsen om, at ændringer i efterspørgsel og produktion kun langsomt påvirker beskæftigelsen. I en situation med fuld kapacitetsudnyttelse må en stigning i efterspørgslen formodes i højere grad at resultere i øget beskæftigelse sammenlignet med en situation med ledig kapacitet.

Ses der bort fra trægheder i tilpasningen af beskæftigelsen, vil 1. års virkningen på beskæftigelsen af ændret personbeskatning omtrent fordoble beskæftigelseseffekten ved et givet niveau for husholdningernes kortsigtede forbrugstilbøjelighed, jf. tabel 2.19.

Endvidere kan implementeringen af finanspolitikken give anledning til usikkerhed i forbindelse med vurderingen af finanspolitikkens aktivitetsvirkninger. Afvigelser fra den ventede offentlige beskæftigelse eller en udvikling på de offentlige budgetposter, som er anderledes end forventet, kan f.eks. medføre en forskel mellem den planlagte og den realiserede finanseffekt.[18] Hertil kommer, at konjunkturvurderingen baseres på et talgrundlag, som løbende revideres, og at der kan komme ny information, som ændrer udsigterne.

Genberegning af finanseffekten og finanspolitikken i 2004

Genberegningen af finanseffekten på det opdaterede modelgrundlag giver anledning til numerisk mindre historiske finanseffekter end angivet i Finansredegørelse 2000, hvor finanseffektberegningen sidst blev revideret, jf. boks 2.7. De ændrede finanseffekter skyldes hovedsageligt, at de finanspolitiske multiplikatorer er reviderede. Hertil kommer en række metodemæssige justeringer i finanseffektberegningen, jf. appendiks 2.4.

Målt ved de genberegnede finanseffekter giver finanspolitikken for 2004, inklusive initiativerne i Forårspakken, et aktivitetsbidrag på ca. 0,4 pct. af BNP, hvortil kommer et ekspansivt bidrag fra den midlertidige suspension af SP-indbetalingerne svarende til 0,1 pct. Finanseffekten for 2004 er dermed mindre end tidligere beregnet, hvilket hovedsageligt skyldes, at det kortsigtede forbrugsgennemslag af f.eks. skattelettelser i den seneste modelversion af ADAM er mindre end tidligere.

I det omfang skattenedsættelserne i 2004 opfattes som permanente kan stigningen i husholdningernes disponible indkomster som nævnt have en større kortsigtseffekt på privatforbruget. Antages eksempelvis en kortsigtet forbrugstilbøjelighed på 50 pct. vil en reduktion af personskatterne på 1 pct. af nominelt BNP give anledning til en beregnet aktivitetsvirkning på ca. 0,5 pct. af realt BNP[19], jf. tabel 2.19. Den anslåede aktivitetsvirkning bliver dermed i samme størrelsesorden som i det tidligere metodegrundlag for finanseffektberegningen.

Med den højere forbrugsvirkning ved varige ændringer i personskatter, kan finanspolitikkens aktivitetsbidrag i 2004 anslås til ca. 0,5 pct. af BNP, jf. tabel 2.20. Hertil kommer et ekspansivt bidrag fra den midlertidige suspension af SP-indbetalingerne svarende til ca. 0,1 pct.

Tabel 2.20. Aktivitetsvirkning med højere multiplikator for personskatter

	1998	1999	2000	2001	2002	2003	2004
	Pct. af BNP
Finanseffekt
- FR2000.	0,0	0,2	0,0	0,3	0,3	-0,1	0,6
- FR2004.	0,1	0,3	0,0	0,3	0,2	-0,1	0,4
Aktivitetsvirkning
- Højere ISM1).	0,2	0,3	-0,1	0,2	0,2	-0,1	0,5

1)          Angiver den beregnede aktivitetsvirkning med højere indkomstskattemultiplikator (ISM) svarende til 0,048 pct. af realt BNP som følge af en reduktion i personskatterne på 1 promille af nominelt BNP.

Kilde:   Egne beregninger.

Boks 2.7. Genberegning af finanseffekten, 1972-2004

Finanseffekten er genberegnet for perioden 1972 til 2004. Set over hele den betragtede periode er der en forholdsvis klar tendens til, at størrelsesordnen af finanseffekterne er blevet mindre numerisk set sammenlignet med Finansredegørelse 2000, jf. tabel a. Tabel a. Finanseffekten 1972-2004, FR2000 og FR2004   FR2000 FR2004 Forskel FR2004-FR2000   FR2000 FR2004 Forskel FR2004-FR2000    Pct. af BNP    Pct. af BNP 1972 2,0 1,6 -0,4 1989 0,6 0,5 -0,1 1973 -1,8 -1,0 0,8 1990 0,1 0,2 0,1 1974 0,2 0,7 0,5 1991 0,6 0,5 -0,1 1975 1,8 1,1 -0,7 1992 0,3 0,3 0,0 1976 0,2 0,2 0,0 1993 0,6 0,5 -0,1 1977 -0,3 -0,3 0,0 1994 0,8 0,5 -0,3 1978 0,3 0,3 0,0 1995 0,1 0,1 0,0 1979 0,4 0,4 0,0 1996 0,7 0,6 -0,1 1980 0,1 0,2 0,1 1997 -0,4 -0,2 0,2 1981 0,4 0,3 -0,1 1998 0,0 0,1 0,1 1982 0,7 0,6 -0,1 1999 0,2 0,3 0,1 1983 -0,9 -0,6 0,3 2000 0,0 0,0 0,0 1984 -0,8 -0,6 0,2 2001 0,3 0,3 0,0 1985 -0,2 0,1 0,3 2002 0,3 0,2 -0,1 1986 -1,4 -1,0 0,4 2003 -0,1 -0,1 0,0 1987 -0,1 0,1 0,2 2004 0,6 0,4 1) -0,2 1988 -0,3 -0,2 0,1         Anm.:FR2000 er for perioden 1993-2004 baseret på Budgetoversigt 1, maj 2004. 1)         Ekskl. virkningerne fra suspensionen af SP-indbetalingerne på 0,1 pct. af BNP. Kilde:  Egne beregninger.

---

[1] Større offentlige underskud mindsker isoleret set opsparingen og medfører derfor opadgående pres på realrenten. Stigningen afhænger blandt andet af rentefølsomheden af privat opsparing og investeringer, graden af sammenbinding med udenlandske kapitalmarkeder, den pengepolitiske reaktion (som ved akkomodering kan forsinke rentevirkningen), samt af hvorvidt den private sektor forudser fremtidige skattestigninger, og derfor øger opsparingen.

[2] For så vidt højere offentlig gældsætning fortrænger private investeringer vil et lavere kapitalapparat pr. beskæftiget sænke den gennemsnitlige produktivitet på sigt. Beskæftigelsen vil derimod være tilnærmelsesvist uændret.

[3] Danmarks forbrugsmuligheder reduceres mindre end realt BNP af to årsager. For det første opbygger andre lande fordringer på USA i takt med, at den offentlige gældsætning øger USA's betalingsbalanceunderskud. Det indebærer isoleret set en fremgang i forbrugsmulighederne i resten af verden. For det andet indtræder i beregningerne en real depreciering af dollaren på sigt, hvilket medfører en bytteforholdsforbedring for resten af verden, herunder Danmark.

[4] Jf. Dansk Industris Etableringsundersøgelse 2003.

[5] En direkte investering foreligger, hvis en udenlandsk investor erhverver (for investeringsstrømme) eller besidder (for beholdninger) mindst 10 pct. af egenkapitalen eller stemmerettighederne i en virksomhed. Det er ikke muligt at udsondre greenfield investeringer, men de udgør formentlig kun en mindre del af de samlede direkte investeringer.

[6] Handlen med tjenester kan ikke opgøres på lande.

[7] Forskellen mellem opgørelsen i værdier og mængder kan delvist skyldes, at eksportprisudviklingen er overvurderet sammenlignet med andre lande. Opgørelsen i værdier er dermed et mere sikkert mål end opgørelsen i mængder.

[8] Outputgabet angiver forskellen mellem faktisk BNP og potentiel BNP, og er et beregnet mål for omfanget af ledige produktionsressourcer i økonomien. Potentielt BNP er bestemt af den underliggende/langsigtede vækst i økonomiens produktionsfaktorer, herunder blandt andet kapitalapparatet, teknologi og demografi.

[9] Totalfaktorproduktiviteten beregnes som den del af produktionen, der ikke kan forklares af flere ressourcer, dvs. øget input af kapitalapparat eller flere beskæftigede.

[10] Revisionerne er beregnet på baggrund af de nu kendte tal for den historiske udvikling. De tager således ikke højde for forskelle mellem foreløbige og endelige tal for f.eks. produktion og beskæftigelse. Det betyder, at de angivne revisioner repræsenterer underkantsskøn.

[11] EU anvender en produktionsfunktionsmetode, der ligger tæt op ad OECD’s metode.

[12] Analyser i Finansredegørelse 2000 på ADAM indikerer, at udsvingene i outputgabet kan være reduceret til omtrent en tredjedel af, hvad de ville have været i et hypotetisk, beregnet forløb med aktivitetsneutrale finanseffekter og renset for det stabiliserende bidrag fra automatiske stabilisatorer. Resultaterne skal fortolkes forsigtigt, da den estimerede adfærd i ADAM-modellen afhænger af den faktiske udvikling – og dermed blandt andet af de automatiske stabilisatorer.

[13] Genberegningen er foretaget på ADAM-modellen, april 2004.

[14] Korrelationskoefficienterne for de to delperioder er større end korrelationskoefficienten for hele perioden, hvilket afspejler små standardafvigelser for outputgabet og det beregnede aktivitetsbidrag fra finanspolitikken i de to delperioder relativt til standardafvigelserne for de to mål over hele perioden.

[15] Den negative virkning på BNP på lidt længere sigt skyldes et fald i makroproduktiviteten opgjort som produktionen pr. beskæftiget i henhold til nationalregnskabet.

[16] Stramningen i årene 1983-84 medvirkede til at styrke troværdigheden om den nyligt annoncerede fastkurspolitik og muliggjorde et markant fald i renten. Bidraget fra faldende rente og tilliden til den økonomiske og politiske linje dominerede virkningen af strammere finanspolitik og bidrog derfor til at reducere outputgabet. Undtages årene 1983-84 er korrelationskoefficienten mellem ændringer i den primære strukturelle saldo og outputgabet således 0,7, hvilket indikerer en modcyklisk finanspolitik.

[17] Eksklusive forbrug af boliger og biler.

[18] Analyser i Finansredegørelse 2002 peger på, at forskellen mellem den realiserede og planlagte finanspolitik har været betydelig i visse år. Det gælder særligt for 1996, hvor billedet af finanspolitikken ændres fra en planlagt stramning til en de facto lempelse.

[19] Denne forudsætning er lagt til grund for den beregnede aktivitetsvirkning af fremrykningen af skattenedsættelserne i Forårspakken.