NR 1 - JANUAR/FEBRUAR 2001 - 55. ÅRG.

• Oljemilliardenes tragedie?

• Sandman-utvalget• Nobelprisen

Statens vegvesen, Vegdirektoratet søker:

E r fa ren meda rbe ide r t i l fagområde t t ranspo r t ana l yse rMiljø og samfunnsavdelingen søker etter en erfaren medarbeider til en ny fast stilling som rådgiver eller senioringeniør innen transportanalyser. Miljø og samfunnsavdelingen har ca. 40 medarbeidere som arbeider innen et bredt spekter av miljø og samfunnsrelaterte utviklingsoppgaver. Av disse er det totalt tre stillinger til transportanalyser.

Sammen med Jernbaneverket, Luftfartsverket og Kystverket har Vegdirektoratet påbegynt et omfattende og intensivt arbeid med å utvikle bedre nasjonale og regionale transportmodeller, samt metoder/verktøy for virkningsberegninger knyttet til transportmodeller. En av hovedoppgavene vil være å delta i dette arbeidet i et nært samarbeid med prosjektlederen for det tverretatlige utviklingsarbeidet.

Den vi søker skal også ha hovedansvar for å styrke Statens vegvesens kompetanse på transportmodeller og transportanalyser. Opplæring av personell ved vegkontorene er en viktig oppgave.

K va l i f i k a s j o n e r• Høyere utdanning.• God kunnskap om og erfaring fra arbeid med transportmodeller og andre verktøy for

transportanalyser og virkningsberegninger.

• Kunnskap om og erfaring fra samfunns- og transportplanlegging.• Organisasjons- og administrasjonsevne, kreativitet og god evne til samarbeid.• Pedagogisk evne.

V i t i l b y r• Utfordrende oppgaver i et kreativt og faglig sterkt miljø.• Gode muligheter for faglig og personlig utvikling.• Lønn etter ltr. 50-56. For særlig kvalifiserte søkere kan det avtales høyere lønn.

O p p l y s n i n g e rNærmere opplysninger om stilling fås ved henvendelse til sjefingeniør Toril Presttun, tel. 22073558 eller overingeniør Elisabet Sæther, tel. 22073774.

S ø k n a dSkriftlig søknad merket “01/002”, sendes Statens vegvesen, Vegdirektoratet, Forvaltningsavdelingen, Postboks 8142 Dep, 0033 Oslo innen 08.02.2001.

NR. 1 – 2001 - 55. ÅRG

I dette nummer...DEBATT

4TOR ARNT JOHNSEN:Er Statkraft en gjøkunge?

5EGIL BAKKE:Grunnlaget for norsk klimapolitikk

AKTUELLE KOMMENTARER

6KJELL VAAGE:Eit inkluderande arbeidsliv – tilstrekkeleg for å redusera talet på nye uførepensjonistar?

10JAN MORTEN DYRSTAD OG SOLVEIG OSBORG OSE:Fraværs-skift? Kommentar til Sandman-utvalgetsutredning

16ASBJØRN RØDSETH:Bruken av oljeformuen og offentleg sparing

22INGVILD SVENDSEN:Oljeformuen – tæring eller sparing?

ARTIKLER

24ERLING STEIGUM:Formuesberegninger, bruk av oljeinntek-ter og Nasjonalbudsjettet 2001

31JOHN K. DAGSVIK:James Heckman og Daniel McFadden:To pionerer i utviklingen av mikroøkono-metri

FORSKERMØTET

39IVAR KOLSTAD OG JARLE MØEN:Årets forskermøte: Mikroøkonometri og oljemilliarder

41JAN TORE KLOVLAND:Sosialøkonomprisen 2000

MÅNEDENS BOK

42BORTE BRA? Samfunnsøkonomiske betraktningerav Arne Jon Isachsen. Anmeldt av Per Schreiner

Forsidebilde: © David Trood/BAM/Samfoto

ØKONOMISK FORUMISSN 0038-1624

3

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Makroøkonomisk forskning i Norge?Norge har en stolt historie knyttet til makroøkonomisk modellbygging – en tradisjonsom har sitt utspring i et imponerende stykke arbeid utført av store norske økonomersom Ragnar Frisch, Trygve Haavelmo og Leif Johansen på midten av 1900-tallet.Med makroøkonomi menes her den fagretningen som søker å forklare utvikling iøkonomien under ett. Det finnes i dag fire større makroøkonomiske modeller i Norgesom varierer i størrelse fra noen hundre til flere tusen ligninger. Det er Statistisksentralbyrå og Norges Bank som utvikler og vedlikeholder disse modellene, somutvilsomt utgjør sentrale hjelpemidler for myndighetene i den makroøkonomiskepolitikkutøvelsen. Men har de vært til en like stor velsignelse for norskmakroøkonomisk forskning i de siste tiårene?

På 1970-tallet ble store makroøkonomiske modeller utsatt for en voldsom kritikkinternasjonalt. Modellene hadde blant annet store problemer med å forklare fenomenetmed samtidig økende inflasjon og høyere arbeidsledighet, kalt stagflasjon. Det varflere grunner til det, men et avgjørende moment i den påfølgende kritikken var at demakroøkonomiske modellene i liten grad skilte mellom forventningsdrevet atferd ogannen atferd basert på mer fundamentale forhold. Mens førstnevnte type atferd blirpåvirket av andre aktørers atferd, herunder myndighetenes politikkutøvelse, er den sist-nevnte type atferd i større grad basert på ressursgrunnlag, preferanser og teknologi.Dette er essensen i den berømte kritikken Robert Lucas fremsatte i 1976 mot deøkonometriske modellene.

Delvis som et resultat av denne kritikken, ble det internasjonale fokus imakroøkonomisk forskning flyttet fra det å utvikle store makroøkonomiske modellertil utvikling av mindre modeller som hadde et bedre mikroøkonomisk fundament, dvs.baserte seg på antakelser om preferanser og teknologi, samt gjorde det nødvendigeskillet med de to ulike typene drivkrefter bak atferd. Det kunne imidlertid virke somom en i Norge bevisst ikke tok innover seg den internasjonale kritikken, for siden1970-tallet har modellene blitt større, og med et viktig unntak av likevektsmodellenMSG, er forventningsdannelsen fortsatt uspesifisert. Modellenes egnethet som redskaptil å analysere forhold som strekker seg utover det å lage kortsiktsprognoser, som foreksempel alternative former for stabiliseringspolitikk, er derfor begrenset. I lys avslike begrensninger kan en da stille spørsmålet om ikke politikkutformeren alltid ståroverfor en betydelig risiko ved det å føre en alternativ og antatt bedre politikk, fordiskiftet kan medføre endringer i forventningsdannelsen og dermed et muligsammenbrudd i modellene. Dette kan føre til en forsiktighet som ikke nødvendigvis erav det gode.

Store modeller fører ikke bare til at prinsippene for makroøkonomisk politikkutøvelseutvikler seg i et langsomt tempo, men makroøkonomisk forskning blir sværtkonservativ i det den må forholde seg til en stor base med ”etablerte” sannheter. Detgjør det ikke bedre at forvalterne og utviklerne av modellene er basert i hierarkiskeorganisasjoner som naturlig nok forsterker dette konservative preget. Det også klart atde eksisterende modellene er dårlig egnet på mange felt, blant annet til å analysereoptimal politikkutforming over tid. Mange av spørsmålene som for eksempel ble reistunder høstens debatt om bruken av oljepenger, kan kun i mindre grad belyses ved hjelpav modellene. Det gjør at det oppstår klare hull i vår makroøkonomiske forståelsedersom en ensidig knytter forskningen opp mot disse modellene. En mulig konklusjoner at makroøkonomisk forskning bør søke en bredere innfallsvinkel og ikke kunbegrense seg til estimering, vedlikehold og videreutvikling av de eksisterendemodellene.

I hvilken grad Norges forskningsråd og de akademiske forskningsstedene nedtonermakroøkonomisk forskning som følge av argumentet om at forskningen allerededrives for egen maskin i institusjoner med god økonomi, vites ei. Men en ting ersikkert; sett i forhold til folketallet er nordmenn nå underrepresentert som forfattere avmakroøkonomiske artikler i anerkjente internasjonale tidsskrifter. Det kan det og børdet gjøres noe med.

DDEEBBAATTTT

4

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

Ifølge Dagens Næringsliv ønskerStatkraft å benytte 45 millarder kro-

ner til å kjøpe seg opp til en eierandelpå 60 prosent av norsk kraftproduk-sjon. Olje- og energidepartementet er iførste omgang bedt om å bidra med 5milliarder kroner til økning av Stat-krafts egenkapital.

Dereguleringen av det norske kraft-markedet har vært meget vellykket.Lave priser, bedre ressursutnyttelse ogen periode med lave investeringer somhar redusert overkapasiteten i marke-det, er tegn på en fornuftig reform.Andre land har deregulert med langtmindre suksess enn Norge. En hoved-årsak til den norske suksessen er at deti det norske kraftmarkedet har værtmange produsenter, og at konkurransenmellom disse har vært hard - til bestefor norske bedrifter og forbrukere.

Dersom Statkraft tillates å vokse til60 prosent av produksjonskapasiteten(mot dagens 30 prosent) vil antalletkonkurrenter falle drastisk, og i enkelte

regioner kan Statkraft bli den helt do-minerende produsenten. Likevel kan enbli forledet til å tro at konkurransenfortsatt vil være hard nok på det nordis-ke og nord-europeiske markedet til atden økte konsentrasjonen i Norge ikkehar noe å si for prisdannelsen. Dette erfeil. Årsaken er at den fysiske trans-portkapasiteten for elektrisk kraft erbegrenset både mellom andre land ogNorge og innad i Norge. Det eksistererallerede i dag flere flaskehalser i over-føringsnettene for kraft, og antalletflaskehalser forventes å øke etter hvertsom kraftetterspørselen øker. Eksi-stensen av flaskehalser og begrensedeetableringsmuligheter for ny kraftpro-duksjon i mange norske regioner gjørdet nødvendig å opprettholde et til-strekkelig antall kraftprodusenter iNorge. Disse bør heller ikke være regi-onale selskaper som kontrollerer hversine regioner. Ellers vil gevinstene framarkedsbasert kraftomsetning lettsmuldre bort.

Olje- og energidepartementet kangjerne gi Statkraft penger og frie tøy-ler, det er ikke her problemet ligger. Vimå imidlertid sette vår lit til atKonkurransetilsynet forhindrer kon-kurranseskadelige oppkjøp i Norge.For Konkurransetilsynet må det væreviktig å analysere markedsutviklingen imange år fremover slik at det kan av-dekkes om oppkjøp som i dag ser upro-blematiske ut, kan skape problemer ifremtiden. Det vil trolig være vanskeli-gere å få til fremtidige fisjoner enn ånekte fusjoner i dag.

Det er mulig at et større, sterkere ogdel- eller helprivatisert Statkraft harnoe for seg, men i den grad Statkraftskal kjøpe opp kraftproduksjon bør detskje utenfor Norges grenser. På dettefeltet kan vi ha noe å lære fra storebrori Sverige. Vattenfall, den svenske stor-produsenten, vokser for eksempel gjen-nom kjøp av kraftverk i Tyskland. ■

■ ■ ■ TOR ARNT JOHNSEN*:

Er Statkraft en gjøkunge?

* Arbeider som forsker i Statistisk sentralbyrå.

S o s i a l ø k o n o m e n o g N Ø T 2 0 0 0Sosialøkonomen kom ut med 9 nummer i 2000. I løpet av året publiserte bladet 9 lederartikler, 4 bidrag fra gjesteskribenter, 17 debattinnlegg, 41 aktuelle kommentarerog temaartikler, 10 bokanmeldelser og 2 andre bidrag. 8 manuskripter ble refusert.

Norsk Økonomisk Tidsskrift kom ut med 2 nummer i 2000, og publiserte 8 artikler. 8 artikler ble endelig akseptert i løpet av året, mens 3 artikler ble refusert.

Redaksjonen takker alle våre bidragsytere!

DDEEBBAATTTT

5

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Asbjørn Aaheim kommenterer iSosialøkonomen nr. 9 min artikkel

om hvordan norsk klimapolitikk ble til.Hans kommentarer tyder på at jeg ikkekan ha uttrykt meg klart. Aaheim har ialle fall ikke helt tatt min konklusjon.Han sier innledningsvis at mine påstan-der gikk ut på at vi ikke vet nok til åsette igang med dyre tiltak.

Det var imidlertid ikke mitt anlig-gende. Det jeg ønsket å få frem var atden usikkerhet og tvil som tross alt gjørseg gjeldende om klimautviklingen ogdens årsaker overhodet ikke omtaleseller reflekteres i de dokumenter derden norske regjering redegjør for sinpolitikk. Hvem som har rett, IPPC ellerpanelets kritikere, har jeg intet fagliggrunnlag for å avgjøre. Men det virker

for meg forunderlig at våre politiskemyndigheter ikke i det hele tatt viste tilden debatt som tross alt pågikk, iNorge og i andre land. Like forunderliger det i mine øyne at det ikke ble gjen-nomført noen drøfting av de handlings-alternativer som står åpne for oss, der-som det skulle vise seg at IPPC har retti sine spådommer. Jeg hevdet ikke atdet ikke lar seg gjøre å begrunne de til-tak som regjeringen har satset på, åbegrense utslippene, men påpekte atalternativene til denne reaksjon ikkeble omtalt eller drøftet.

Ellers noterer jeg at Aaheim mer ennantyder at de som kritiserer IPPCmangler «vitenskapelig kvalitet». Dettehar jeg, som sagt, ingen forutsetningerfor å avgjøre. Det bør imidlertid presi-

seres at den naturvitenskapelige opp-gave ikke er å bevise sannheten i enteori, men å teste den. Teorien holderikke hvis den ikke kan forklare virke-ligheten, hvis den motsies av faktiskehendinger. Kritikken mot IPPC gårnettopp ut på at teorien ( eller model-len) hverken forklarer det som skjereller det som har skjedd. ■

■ ■ ■ EGIL BAKKE:

Grunnlaget for norsk klimapolitikk

I n g e g e r d o g A r n e S k a u g s F o r s k n i n g s f o n dTidligere direktør i Statistisk sentralbyrå, Arne Skaug, og hans hustru, Ingegerd Skaug, har gitt entestamentarisk gave i form av et forskningsfond tilknyttet Statistisk sentralbyrå. Ifølge statuttene harfondet til formål å fremme økonomisk forskning. Fondsmidler for 2001 vil bli fordelt slik:

1. Stipend til økonomisk studieformål, fortrinnsvis til yngre forsker med avlagt dr.grad., eller som er i ferd med å avslutte et dr.gradsstudium. Det kan også gis bidrag til trykking av forskningsrapport.

2. Dekning av utgifter ved invitasjon av utenlandsk forsker til Statistisk sentralbyrå etter forslag fra enhet eller ansatt i Statistisk sentralbyrå, eventuelt i samarbeid med andre økonomiske forskningsmiljø.

Søknad om fondsmidler med begrunnelse og budsjett sendes senest 2. mars 2001 til Ingegerd og Arne Skaugs forskningsfond Statistisk sentralbyrå Forskningsavdelingen Postboks 8131 Dep 0033 OSLO

Statutter og nærmere opplysninger fås ved henvendelse til Forskningsavdelingen, tlf. 22 86 49 12.

BAKGRUNN

Det har vore store svingingar i taletpå nye uførepensjonistar på 90-talet.Tilgangen gjekk ned dei første åra,men har auka frå om lag 20 000 pr. år i1993 til om lag 35 000 i 1999. Aukener størst i aldersgruppa 25-34 år.Avgangen har stort sett vore minkande,slik at det totale talet på uførepensjo-nistar har auka endå meir enn det til-

gangstala tilseier. Ved utgangen av1999 var det i underkant av 270 000uførepensjonistar i Noreg, noko somrepresenterer ein auke på 10% frå1994. Dersom trenden held fram, vil viha over 340 000 uførepensjonistar i2005. 56% av dagens uførepensjonistarer kvinner, og andelen har auka nokodei seinare åra.

På denne bakgrunnen føreslo regje-ringa Bondevik å oppretta eit offentlegutval for å

«…utrede årsakene til økningen i sy-kefraværet og nytilgangen til uføre-pensjon, kartlegge ordningenes sosi-alpolitiske rolle og samfunnsøkono-miske betydning, og foreslå tiltaksom kan redusere sykefraværet ogbegrense uføretilgangen.»2

I tråd med dette blei eit utval nedsetti april 1999, leia av Matz Sandman.Sandman-utvalet la fram si innstilling15. september 2000. Innstillinga inne-held bakgrunnsdata om trygdeordning-ar og utviklinga i talet på stønadsmota-karar, i Noreg og i nokre andre utvaldeland. Utvalet diskuterer årsaker til aukei trygdebruken og kjem med ei rekketilrådingar om kva tiltak som bør set-jast i verk. På relativt kort tid har utva-

let lagt fram eit grundig og på mangemåtar overtydande arbeid.

Denne kommentaren tar for seg ut-valets drøfting av auken i uføretil-gang3.

ÅRSAKER

Mykje av den økonomiske forskingaomkring uføretrygd fokuserer på kor-leis økonomiske insentiv påverkar til-strøyminga. Empiriske analysar basertpå norske data viser grovt sett atstønadsnivået er positivt korrelert medtilstrøyminga, men at effekten er liten.Når det gjeld utviklinga i den periodenutvalet analyserer, er det vanskeleg åsjå at det har vore endringar i stønads-nivå, eller andre forhold som påverkardekningsgraden, som kan forklara deisvingingane vi står overfor. Økonomarer sjølvsagt ikkje einsidig opptekne avstønadsnivå. Andre forhold som van-legvis er inkludert, er regelverk,arbeids-marknadsforhold, individuelle bak-grunnskjenneteikn m.m. Det er likevelrimeleg å konkludera med at vi harrelativt lite kunnskap om dei empiriskeprosessane som påverkar tilstrøymingatil uføretrygd.

Utvalet legg fram ei omfattandedrøfting av faktorar som kan tenkjast åpåverka utviklinga i uføretala. Det blirvist til forskingsresultat og forklarings-modellar frå medisin, sosiologi, øko-

AAkkttuueellll kkoommmmeennttaarr

6

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

■ ■ ■ KJELL VAAGE:

Eit inkluderande arbeidsliv – tilstrekkeleg for å redusera taletpå nye uførepensjonistar? Kommentar til Sandmanutvalets innstilling 1

Dei sjukdomsrelaterte trygdeytingane har auka dramatisk på siste de-len av 90-talet. På denne bakgrunnen leverte Sandmanutvalet innstil-linga «Sykefravær og uførepensjonering. Et inkluderende arbeidsliv»,

der årsaker til denne utviklinga blei utgreidd og tiltak føreslått. I dette inn-legget blir utvalets diskusjon omkring uførepensjonering kommentert.

Kjell Vaage er 1. amanuensis ved Institutt for økonomi,

Universitetet i Bergen, der han er tilknytta

Gruppe for trygdeøkonomi.

1 Takk til Alf Erling Risa for kommentarar. 2 St.prp. nr. 1 for 1999, s. 59.3 Sjukefråværet er diskutert i ein annan kom-

mentarartikkel i dette bladet.

Aktuell kommentar

7

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

nomi, juss, m.m. Det er med andre ordsvært stor breidde i argumentasjonen.Den uttalte ambisjonen er å drøfta for-hold som kan forklara nivået så velsom endringane, særleg den dramatiskeauken dei siste åra.

Demografiske og helsemessige forhold

Demografiske forhold kan forklaraein god del av utviklinga i uføretala på90-talet. Befolkninga er blitt eldre, såogså den delen som er i arbeid. All dentid førekomsten av sjukdom aukar medalderen, tilseier dette ein auke i talet påuføre. Utvalet anslår at vi ville hatt 12700 færre uførepensjonistar i 1998 der-som alderssamansetjinga i befolkningavar som i 1993, noko som utgjer såmykje som 50 prosent av nettoauken idet nemnde tidsrommet.

Når det gjeld helse, viser utvalet tilundersøkingar som tyder på at den ge-nerelle helsetilstanden er betra dei sisteåra. Rett nok er det ein viss auke avmuskel- og skjelettlidingar og psykiskelidingar, som er dei to diagnosegrup-pene som oftast ligg til grunn for uføre-penjonering. Det samla sjukdoms-biletet er likevel relativt stabilt, og kanisolert sett ikkje forklara den store au-ken i talet på uføre. Undersøkingar vi-ser at folks sjølvopplevde helse deri-mot er blitt forverra i perioden.

Regelendringar og administrative forhold

Den viktigaste regelendringa ertruleg innskjerpinga i dei medisinskevilkåra for uførepensjon som blei sett iverk i 1991. Endringa førte i førsterekke til ei innskjerping i praksis nårdet gjaldt såkalla «diffuse» lidingar(myalgi, fibromyalgi, lette psykiatriskediagnosar). Reduksjonen i uføretil-gangen i perioden 1991-93 – som i allhovudsak skuldast auka avslagspro-sent, og ikkje redusert søknad – varsærleg stor for middelaldrande kvinner,som har den desidert største førekom-sten av «diffuse» diagnosar. Ulike for-hold, bl.a. kjennelsar i Trygderetten,førte til at innskjerpingane meir ellermindre blei oppheva frå 1994 av.

Utvalet er relativt forsiktige når detgjeld å tilskriva innskjerpinga nokoneffekt. Det blir vist til at det var einnedgang i tilgangen på uførepensjon

også i åra før innstramminga. Vidareblir det hevda at innskjerping i mangetilfelle berre representerer ei utsetjingav uføretidspunktet, ved at mange en-dar opp med uførepensjon etter ankeog ny handsaming.

Eg tolkar tala annleis. For det førstemå ein rekna med at diskusjonar i peri-oden før sjølve iverksetjinga av inn-stramminga i seg sjølv verkar skjerp-ande, noko som kan forklara at ned-gangen kom alt før 1991. Ein stor delav dei som fekk avslag i perioden1991-93 må ha gått gjennom ny hand-saming etter liberaliseringa i 1994 ogutover, noko som må ha påverka korstor andel som blei tilkjent uføre-pensjon etter ny søknad. Innstram-minga i 1991 stranda altså etter ein hel-ler kort periode, så strengt tatt har viderfor ikkje materiale til anna enn åvurdera effekten av korleis det går nårdei som får avslag under eit strengt re-gime søkjer igjen under eit liberalt re-gime.4 Det er grunn til å merka seg atavslagstala for 1991-93 i seg sjølv indi-kerer stor grad av verknad og treffsik-kerhet i forhold til målsetjinga om inn-skjerping overfor diffuse lidingar. Einannan diskusjon er sjølvsagt om ei slikform for innstramming er ønskjeleg.

Blant dei administrative forholdasom blir drøfta, er det særleg grunn til åmerka seg diskusjonen om såkalla re-stansenedbygging. Restansen viser tilmengda av ubehandla søknader i tryg-desystemet. Restansevariasjonar er ik-kje avspegla i den offisielle statistikkenfrå Rikstrygdeverket (RTV). Restanse-oppbygging vil dermed gi inntrykk avat talet på nye uføretrygda er mindreenn det søknadsmengda tilseier, ogomvendt for nedbygging. Frå 80-taletkjenner vi til at innføring av EDB itrygdesektoren førte til omfattanderestanseoppbygging. Utvalet påpeikarat dette fenomenet også har gjort seggjeldande på 90-talet. T.d. hevdar RTVat omlag 40% av auken i nye uførepen-sjonistar frå 1997 til 1998 kan tilskri-vast restansenedbygging. Kor stort det-te problemet vanlegvis er, veit vi ikkje,for det blir ikkje rapportert.

Skal RTV-statistikken over utvik-linga i uførepensjon kunna brukast tilomfattande statistisk analyse, underlagfor politikkdiskusjonar, osv., må detgripast fatt i dette problemet. Eg vil trudet ikkje er noka enkel sak å kartleggja,

i og med at restansane vel varierer påalle nivå i sakshandsaminga; ikkjeberre i RTV sentralt. Ikkje destomindre bør det vera eit prioritert om-råde å dokumentera restansane og å stu-dera korleis dette fenomenet påverkaranalysar omkring uførepensjonering.

Forhold på arbeidsmarknaden

Alt i alt legg utvalet størst vekt på for-hold på arbeidsmarknaden når det gjeldfaktorar som påverkar både sjukefrå-vær og tilgangen til uførepensjon.(Dette blir understreka av undertittelenpå innstillinga, «Et inkluderende ar-beidsliv»). Diskusjonen blir delt inn itre tema: Sysselsetjing og arbeidsløyse,arbeidsmiljø og omstillingsprosessar.

Det blir ofte hevda at uførepensjo-nering i mange tilfelle blir brukt som eiform for tidlegpensjonering når ut-siktene på arbeidsmarknaden er dårlege.Dette er underbygd i fleire studiar baser-te på avgrensa geografiske område. Servi på aggregerte tal over lengre tidsperi-odar, blir biletet derimot meir uklart. Påslutten av 80-talet gjekk tilgangen avnye uførepensjonistar ned medan ar-beidsløysa steig, og på siste halvdel av90-talet har vi sett ein kraftig auke i taletpå nye uførepensjonistar medan arbeids-løysa har gått ned. Fleirtalet er altså meirtilbøyeleg til å hamna på uføretrygd ioppgangstider enn i nedgangstider.5

Verknadene av arbeidsmiljø og om-stillingprosessar er vanskelege å måla.Det er påvist store variasjonar yrkes-grupper imellom når det gjeld overgangtil uførepensjon, men dette kan sjølv-sagt skuldast andre ting enn det vi van-legvis legg i omgrepet arbeidsmiljø.Det finst rapportar frå først på 90-taletsom viser at dårleg fysisk arbeidsmiljøgir auka sannsyn for uførhet. Vidare blirdet trekt fram at overgang til service- ogkunnskapsnæringar byr på nye arbeids-miljøproblem av typen stress, utbrent-het, kjensle av å ikkje strekka til, osv.Likevel er det på sin plass å spørja: Harvi alt i alt fått eit hardare arbeidsliv dei4 Legane har også spela ei aktiv rolle, bl.a. ved at

mange av dei som søkjer på nytt, får nye ogmindre «diffuse» diagnosar.

5 Noko av denne utviklinga kan truleg forklarastmed at høg sysselsetjing gir tilsvarande fleirepersonar med trygderettar, og dermed fleiresøkjarar. Vidare må det takast omsyn til at eineventuell effekt av arbeidsløyse på uførhet vilta tid, ofte mange år.

Aktuell kommentar

8

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

siste åra, og så mykje hardare at folk iaukande grad blir sjuke og uføre av det?Etter mitt syn er det like rimeleg å hev-da at store arbeidstakargrupper hellerstår overfor eit «mjukare» arbeidsliv,jfr. innføringa av Arbeidsmiljølova,vektlegging på HMS-arbeid, utvidaomsorgspermisjon, osv. Forsking pådesse spørsmåla er vanskeleg, og er pådatasida hemma av minst to forhold: Idei store registerdatabasane som er til-gjengelege, manglar det informasjonom både yrke og bedriftstilknytning.Kopla individ-bedriftsdata er så småttbegynt å bli tilgjengeleg, og med yrke-sinformasjon i tillegg ligg det eit stortforskingspotensiale her. Men så langtkunnskapen rekk i dag vil eg hevda atutvalet, trass i at denne diskusjonen blirvigd størst plass, ikkje godtgjer at for-hold på arbeidsmarknaden på systema-tisk og nokolunde eintydig måte kanseiast å bidra til endringa i uføretala;særleg ikkje auken i uføretilgangen påslutten av 90-talet.

Holdningar

Utvalet drøftar også fråverskultur ogholdningar som årsak til utviklinga itrygdebruken; om enn meir summariskenn dei fleste andre forholda over.Spørsmålet blir stilt om endra hold-ningar kan ha bidratt til dei store end-ringane i trygdebruken, med særlegvekt på utviklinga siste halvdelen av90-talet. Det seier seg sjølv at dette ereit vanskeleg felt, ikkje minst dersomein har ambisjonar om empirisk ana-lyse. Temaet har vore heller lite påaktaav økonomar. Men det spørst om detikkje fortener meir merksemd, ikkjeminst sett i lys av så lite klokare vi erblitt av å analysera uførepensjoneringmed standard økonom-modellar. Egskal komma tilbake til dette i gjennom-gangen av to utvalde grupper av uføre-pensjonistar: Kvinner og ungdom.

KVINNER

Eit eige kapittel i innstillinga er settav til å drøfta kjønnsskilnader i sjuke-fråvær og tilgang til uførepensjon.Kvinneandelen for nytilgang har vorestigande sidan 1993, og kvinner utgjor-de ved utgangen av 1999 56% av alleuførepensjonistar. Sidan yrkesfrekven-sen er høgare for menn enn for kvinner,

er kvinneandelen av alle yrkesaktivesom blir uføretrygda endå høgare enndei aggregerte tala gir inntrykk av.6

Middelaldrande kvinner med «diffuse»diagnosar er betydeleg overrepresen-terte i statistikken.

Som elles i innstillinga går utvaletgjennom eit breitt spekter av forkla-ringar og forklaringsmodellar. Dei le-ver likevel ikkje like godt opp til ambi-sjonen om å diskutera både nivå og en-dringar i trygdebruken.

Sjølv om skilnadene er blitt mindredei siste tiåra, er det framleis slik atkvinner og menn tilpassar seg ulikt nårdet gjeld arbeidsmarknaden og heime-arbeid. Kvinner har framleis hovudan-svar for heimearbeidet. Fleire mennenn kvinner er yrkesaktive, særleg i deieldste aldersgruppene. Det er klarekjønnsskilnader når det gjeld yrkesval,og menn har i gjennomsnitt meir over-ordna og betre lønna stillingar ennkvinner. Det finst analysar som kon-trollerer for skilnader i arbeidsmark-nadstilpassing ved å undersøkja omkvinner og menn med sammestilling,yrkestittel og inntekt, altså sammearbeidsforhold, viser ulike åtferd nårdet gjeld trygding. Resultata tilseier atdet framleis er signifikante kjønnsskil-nader i trygdebruken, og at dei faktiskblir større når vi kontrollerer forarbeidsforhold. Utvalet innvender atslike undersøkingar ikkje tar omsyn tilat kvinner og menn kan stå overforulike rolleforventningar i jobben, og atkvinners biologi og fysiologi kan veraugunstig for mange arbeidsoppgåversamanlikna med menn. Det kan veltenkjast, men for at slike forhold skalvera med og forklara auken i trygde-bruken utover 90-talet, må dei ha blittforverra i denne perioden. Det har egvanskeleg for å tru (jfr. nok ein gongArbeidsmiljova, HMS-arbeid, osv.).

Kvinner gjorde for alvor sitt inntogpå arbeidsmarknaden på 70- og 80-talet.Det har vore eit ope spørsmål om deiville tilpassa seg som menn, mellomanna når det gjeld tidlegpensjonering iform av uføretrygding. Per idag tydermykje på at så ikkje er tilfelle. Einveksande andel av kvinnene, og førstog fremst dei med lang tilknyting til ar-beidsmarknaden, blir uføretrygda.Dette kan vera ein del av prisen vibetalar for den moderne familieorgani-seringa. Dersom kvinner, på grunn av

omsorgsbyrden, biologiske forholdog/eller andre ting, i større grad bliruføretrygda, er vi berre i starten av eiutvikling mot eit nytt og høgare nivå påantal trygda. Trenden vil i så fall haldafram så lenge talet på kvinner med 20-30 år bak seg i yrkeslivet er stigande.

Det er også nærliggjande å vurderaom normer og holdningar har endraseg: Det er rimeleg at mange følerbehov for å trappa ned når dei går over iden eldre delen av arbeidsstyrken.Spørsmålet er om det er meir utbreidd idag enn før at ein då kjenner seg beret-tiga kompensasjon i form av trygd. Eislik dreiing ville ikkje vera overraskan-de, tatt i betraktning den vedvarandehøgkonjunkturen og kraftige styrkingaav statsfinansane vi har sett på sluttenav 90-talet. Dersom det er meir attraktivfor kvinner enn for menn å bli heime-verande, vil ei slik eventuell holdnings-endring slå sterkare ut på uføretala forkvinner enn for menn. Det kan tenkjastat kvinner – i eigenskap av normer,produktivitet, osv. – har lettare for å til-passa seg eit liv som heimeverande ennmenn, som på si side tradisjonelt ermeir spesialisert og har meir av sitt so-siale liv knytt til arbeidsplassen.

Felles for begge desse forklaringaneer at det i hovudsak er forhold utanforarbeidsplassen som er drivkrafta. Innanden økonomiske arbeidsmarknadslitte-raturen er det ei veksande interesse forkorleis organiseringa av familien er av-gjerande for arbeidsmarknads-tilpas-singa. Fleire analysar peikar på at denkjønnssegregeringa vi ser i arbeids-marknaden kan vera eit resultat av ar-beidsdelinga i hushaldet, framfor dis-kriminering på arbeidsplassen. Eit til-svarande perspektiv kan med fordelprøvast ut også når det gjeld analysarav uføretrygding.7

6 Heimeverande kan også bli uføretrygda, mendette skjer langt sjeldnare enn for yrkesaktive.

7 Eit tilgrensande tema, som er like relevant formenn som for kvinner, er korleis familieopp-løysingar og svakare sosiale nettverk påverkartilstrøyminga til trygdeordningane. Det errimeleg at støtte og tilrettelegging i familien ogi dei sosiale nettverka er viktig for å førebyggjauføretrygding. På 60-talet var sjansen for at eitekteskap gjekk i oppløysing ca. 10%; påmidten av 90-talet var den oppe i nesten 45%,og Noreg er dermed blitt eitt av dei vestlegelanda med høgast skilsmisseprosent. Dei storeregisterdatabasane våre gir oss høve til å ut-forska verknadene empirisk, men så lang egkjenner til, er dette eit område der lite er gjort.

Aktuell kommentar

9

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

UNGDOM

Frå 1993 er aldersgruppa 25-34 år deisom har hatt den relativt største auken itilgangsraten. Sjølv om det framleis ersnakk om ein liten del av det samla taletpå uføre, er veksten i denne gruppa sværtbekymringsfull. Få av dei forholda somhar vore nemnt ovanfor kan brukast til åforklara denne utviklinga. Det er ingenendringar i demografi, regelverk, admi-nistrative forhold, osv. som underbyggjerveksten. Arbeidsmarknadsforhold er hel-ler ikkje naturleg å trekkja særskilt fram,i og med at desse personane har hatt liteneller ingen tilknytning til arbeids-marknaden.8 Utvalet trekkjer fram rus-misbruk som ei mogeleg forklaring, menkonkluderer med at dette neppe utgjernoko viktig moment.

Også her er det derfor nærliggjande åtenkja i retning av endring av sosialenormer. Sentrale trekk ved samfunnsut-vikling i etterkrigstida er inntektsutjam-ning og utbygging av velferdsstaten, in-kludert like rettar på stadig fleire sam-funnsarenaer, t.d. utdanning. Para-doksalt nok kan dette tenkjast å bidra tilat nokre grupper no lettare fell utanomarbeidsmarknaden: For tidlegare gene-rasjonar var det enklare å forklara eitdårleg jobbutfall med at sjansane ikkjebaud seg. Det kunne med rette hevdastat om evnene var gode, kunne mangelpå finansiering setja ein stoppar for ut-danning og god jobb. Dette argumenteter langt vanskelegare å hevda i dag. Jolikare forhold i eit samfunn, jo meir erdet eins eigne evner og tiltak som av-gjer utfallet på arbeidsmarknaden.Stigmaet ved å bli ståande utanfor blirderfor sterkare. Stilt overfor dette kanuførepensjon bli ein meir attraktiv ut-veg. Denne tilpassinga blir i langt størregrad rekna som oppstått på grunn avuheldige, utanforliggjande årsaker.

Den samtidige veksten i talet på ungeuførepensjonistar (med dårlege arbeids-marknads-utsikter) og etterspurnadenetter denne typen arbeidskraft er forein-leg med ein slik hypotese, men uteluk-kar sjølvsagt ikkje ei rekke andre for-klaringar. Naturlegvis er empirisk tes-ting av desse forholda svært komplisert,og stiller store krav til data.

TILTAK

Utvalet føreslår verken reduserte yting-ar eller innskjerpingar i dei medisinske

vilkåra for uføretrygding, begge delerut frå det dei betraktar som rettferds-omsyn. I staden lanserer dei tiltak som«…legger større vekt på den enkeltesfunksjon og de arbeidsoppgaver somhan eller hun kan utføre til tross forsine helseproblemer.» (s. 24). Såleisblir det føreslått strengare krav om atyrkesretta attføring skal vera utprøvdfør uførepensjon kan tilståast. For per-sonar der det ligg føre utsikt til betringpå lang sikt, blir regelverket for medi-sinsk rehabilitering føreslått liberali-sert. Rehabiliteringspengar skal kunnaytast i meir enn eitt år, slik at ingen blirplassert på uføretrygd før all relevantmedisinsk behandling er utprøvd. Eittredje tiltak har som siktemål å betraden økonomiske insentivstrukturen,ved at det blir innført nye reglar foravkorting av uførepensjon mot arbeids-inntekt. Ulike ordningar blir skissert,som alle sikrar at det alltid vil lønnaseg å arbeida meir, i motsetning til deiterskelverknadane som oppstår idagens system dersom ein overstig eiarbeidsinntekt på 1 G.

Det mest kontroversielle punktet erforslaget om innføring av tidsavgrensauførestønad. Dei personane som er100% uføre utan utsikt til betring, skaltildelast varig uføretrygd. Alle andreskal få innvilga uføretrygd etter sammesatsar som førstnemnde gruppe, menberre for fire år om gongen. Etter desseåra skal arbeidsevne vurderast på nytt.Utvalet føreslår også ei revurdering avdei som i dag er uføretrygda, nærmarebestemt trygda under 50 år med uføre-grad under 100% og som har mottatttrygd i mindre enn fem år.

Forslaget fokuserer dermed på ar-beidsevne, og vil bidra til at uføretryg-ding ikkje utan vidare blir oppfatta somei varig parkering på eit sidespor i for-hold til arbeidsmarknads-deltaking ogsjølvforsørging. Samstundes vil detnok oppfattast som ei innskjerping iforhold til dagens reglar, og derfortruleg bli møtt med motstand frå dei(store) gruppene som meiner at dagensregelverk er for strengt.

OPPSUMMERING

Som nemnt innleiingsvis, legg Sand-manutvalet fram ei breid og grundig ut-greiing om uførepensjonering. I ut-gangspunktet er kunnskapsstatus på

området relativt uklar, men utvalet pre-senterer stort sett ei balansert framstil-ling av dei årsaksforklaringane som erblitt lansert frå ulike disiplinar og fag-miljø. Etter mitt syn er det derimot ik-kje dekning for å konkludera dennediskusjonen med at arbeidsmarknaden,nærmare bestemt forhold på arbeids-plassen, er av særskilt stor betydning:

«Det mest effektive tiltaket for å redu-sere tilgangen til uførepensjon er åforebygge at behovet for uførepensjonoppstår. Tiltak for å forebygge syke-fravær på arbeidsplassen og aktivoppfølging av sykmeldte er etterutvalgets oppfatning den mest effek-tive måten å forebygge uførepensjo-nering.» (s. 23)«… [utvalget oppfatter] arbeidsplas-sen som den viktigste arena for tiltakfor å få ned sykefraværet og reduseretilgangen til uførepensjon.» (s.137)

Særleg er det vanskeleg å sjå atdenne vektlegginga gjer oss i betrestand til å forklara utviklinga på sistehalvdelen av 90-talet. Eg finn det rime-leg at det store innslaget av utvalsmed-lemmer frå «partane i arbeidslivet» harbidratt til denne konklusjonen. Det kanogså vera slik at andre forhold, særlegfamilieorganisering og meir kvalitativefenomen som sosiale normer og hold-ningar, ligg dårlegare til rette foroffentleg regulering, og derfor er vigdmindre plass hos eit utval som trass althar som mandat å foreslå handfaste til-tak mot dei problema vi står overfor.Det må likevel poengterast at det neppefinst forskingsbasert kunnskap som til-seier at arbeidsmarknadsforhold står iei slik særstilling som forklarings-faktor. ■

Innledning

I september i fjor la utvalget som skul-le «utrede årsaker til økningen i syke-fraværet og tilgang til uførepensjon ogforeslå tiltak som kan bidra til å redu-sere sykefraværet og uføretilgangen»fram sin utredning. Utvalget ble opp-nevnt 9. april 1999, og er i den offentli-ge debatten blitt kalt Sandman-utval-get etter dets leder, fylkesrådmannMatz Sandman. Det 20 personer sterkeutvalget har i tillegg til Sandman be-stått av medlemmer fra arbeidstaker-

og arbeidsgiverorganisasjonene, andreinteresseorganisasjoner, KommunenesSentralforbund, departementer, samtfagpersoner uten noen direkte organi-sasjonstilknytning.

Utredningen er publisert som NOU2000:27 med tittelen «Sykefravær oguførepensjonering. Et inkluderende ar-beidsliv». Den er et leseverdig doku-ment på 190 sider, godt strukturert,poengtert og velskrevet.1 Det gir over-sikt over de sentrale problemstillingeneknyttet til sykefravær og attføring, og

presenterer og diskuterer nyere forsk-ning på feltet på en god måte. Utvalgetfår fram at årsakene bak endringer isykefravær og attføring er sammensat-te og komplekse, og at ulike fagområ-der har bidrag til årsaksforståelsen. Ut-redningen gir oversikter over dagensregelverk og hvordan utviklingen isykefraværet og uføretilgangen harvært både i Norge og andre europeiskeland. Forslagene som fremmes synesinnbyrdes konsistente og er godt be-grunnet.

I denne kommentaren diskuterer viutelukkende de delene av utredningensom gjelder sykefravær.2 Først vil viknytte noen kommentarer til utvalgetstidshorisont. Dernest ser vi på sentraleforskningsresultater. De to siste avsnit-tene omhandler henholdsvis utvalgetsforslag og vurderinger av disse.

Utvalgets tidshorisont

Utvalget bruker fraværsdata fra Riks-trygdeverkets sykepengestatistikk ogNHOs sykefraværsstatistikk til å be-skrive utviklingen i sykefraværet.3

Begge kilder gir samme utviklingsmøn-ster: Sterkt fallende sykefravær fram tilmidten av 1990-tallet og deretter sterktøkende. Det som er iøynefallende er attidsperioden som benyttes av utvalgeter forholdsvis kort. Den lengste presen-tasjonen og diskusjonen omfatter perio-

AAkkttuueellll kkoommmmeennttaarr

10

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

■ ■ ■ JAN MORTEN DYRSTAD OG SOLVEIG OSBORG OSE:

Fraværs-skift?Kommentar til Sandman-utvalgets utredning

1 Den eneste innvendingen vi har når det gjel-der presentasjonen, er at ikke alle referansersom det henvises til i teksten er med i referan-selisten.

2 Uføredelen av utredningen behandles i en an-nen kommentar i dette nummeret av Øko-nomisk Forum.

3 Andre mulige kilder er statens sykefraværs-statistikk og fraværsstatistikk for kommunerog fylkeskommuner.

Forslagene fra Sandman-utvalget for å redusere sykefraværet kansammenfattes til ansvarliggjøring av arbeidsgivere og arbeidstakeregjennom bedriftsrettede tiltak i kombinasjon med generelle øko-

nomiske virkemidler. Forslagene synes riktige, blant annet i lys av forsk-ningsresultater. Det kan imidlertid stilles spørsmålstegn ved hvorvidtforventede effekter av de bedriftsrettede tiltakene står i forhold til de ekstrakostnadene bedrifter, trygdeetat og helsevesen påføres. De økonomiske virke-midlene kan også bidra til å forsterke eventuelle seleksjonseffekter. For-holdene i arbeidsmarkedet vil uansett være en tung komponent for utvikling-en i sykefraværet.

Solveig Osborg Ose er stipendiat ved Institutt for

samfunnsøkonomi, Norges teknisk-naturvitenskaplige

universitet (NTNU).

Jan Morten Dyrstad er dekanus ved Fakultet for samfunnsvitenskap og

teknologiledelse, Norges teknisk-naturvitenskaplige

universitet (NTNU).

Aktuell kommentar

11

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

den 1988-99 (Figur 4.4., s. 36). Det kanvære at utvalget har oppfattet mandatetdithen at det bare er utviklingen de se-nere årene som skal behandles. Men iforhold til problemstillingene som ut-valget diskuterer, er det relevant og in-teressant å se lengre tilbake i tid. Dettekan illustreres ved hjelp av Figur 1.

Figur 1 viser utviklingen i antall fra-værsdager for arbeidere i fravær medlengre varighet enn 3 dager i prosent avantall mulige arbeidsdager fra førstekvartal 1971 til og med andre kvartal1998, for kvinner og menn separat.4

Dette er tall fra NHOs fraværsstati-stikk. Fraværet for kvinner er heletiden betydelig høyere enn for menn,men utviklingen er den samme.Figuren viser det samme som utvalgetunderstreker flere ganger, nemlig atfraværet faller betydelig fram til1994/95, for deretter å øke sterkt. Påslutten av perioden er fraværet blantkvinner ca. 10% og for menn ca. 6%.Det interessante i denne sammenhenger at fraværet blant menn aldri har værtlavere i perioden 1971-98. Bortsett frasiste halvdel av 1970-årene har hellerikke fraværet blant kvinner vært lavere.Figuren viser at fraværsnivåene rundtmidten av 1990-tallet var rekordlave.

Selv om fraværet øker fra midten av1990-tallet, er det rimelig å spørre omfraværet kan bli særlig mye lavere enndet er i dag, gitt målsettingen om høy

yrkesdeltakelse (arbeidslinja).5 Meddette mener vi ikke å si at nivået påsykefraværet er uviktig. Både av hen-syn til arbeidstakere, næringslivet ogsamfunnet som helhet representerersykefravær kostnader. Imidlertid finnesdet grenser for hvor lavt sykefraværetkan være.

I forlengelsen av dette er det interes-sant å sammenholde utviklingen i sy-kefraværet og utviklingen i arbeidsle-digheten, slik som i Figur 2. I Figur 2

er fraværet og arbeidsledigheten nor-malisert med sine respektive gjennom-snitt i perioden 1971-98, slik at serieneblir lettere å sammenligne.6 Når en avvariablene i Figur 2 har verdien 1, be-tyr det at vedkommende variabel da an-tar gjennomsnittsverdien. Av figurenser vi at fraværsratene ligger nokså nærdette gjennomsnittet fram til 1983/84,deretter noe over og på 1990-tallet klartunder.

I årene 1978 og 1979 er både syke-fraværet og arbeidsledigheten økende.7

Fra 1980 til og med 1984 stiger ledig-heten kraftig, mens fraværet er noksåkonstant. Bortsett fra disse årene viserFigur 2 et tydelig inverst forhold mel-lom fraværs- og ledighetsratene. I lik-het med resultatene fra flere empiriske

1971

-1

1972

-2

1973

-3

1974

-4

1976

-1

1977

-2

1978

-3

1979

-4

1981

-1

1982

-2

1983

-3

1984

-4

1985

-1

1987

-2

1988

-3

1989

-4

1991

-1

1992

-2

1993

-3

1994

-4

1996

-1

1997

-2

Figur 1: Antall fraværsdager i fravær med varighet over 3 dager i prosent avmulige arbeidsdager 1971-1998, arbeidere

Kilde: NHO.

1971

-1

1972

-1

1973

-1

1974

-1

1975

-1

1976

-1

1977

-1

1978

-1

1979

-1

1980

-1

1981

-1

1982

-1

1983

-1

1984

-1

1985

-1

1986

-1

1987

-1

1988

-1

1989

-1

1990

-1

1991

-1

1992

-1

1993

-1

1994

-1

1995

-1

1996

-1

1997

-1

1998

-1Figur 2: Fravær og arbeidsledighet

Kilde: NHO og Statistisk Sentralbyrå.

4 Dette er kvartalsdata, og seriene er glattetmed fire kvartals bevegelig gjennomsnitt.

5 En målsetting om høy yrkesdeltakelse månødvendigvis innebære en målsetting om lavarbeidsledighet. Vi kommer i avsnittet omforskningsresultater nærmere inn på muligeårsaker til en negativ sammenheng mellomsykefravær og arbeidsledighet. Utvalget hol-der fast ved målsettingen om høy yrkesdelta-kelse, jfr. undertittelen på utredningen.

6 Kurvene i Figur 2 er glidende gjennomsnitt.Gjennomsnittlig fraværsrate for fravær medlengre varighet enn 3 dager var for kvinner ogmenn hhv. 10,2% og 7,0%. Gjennomsnittligledighetsprosent var 2,5%.

7 Slutten av 1970-tallet er imidlertid spesiell pågrunn av reformen i 1978 som ga alle ar-beidstakere samme formelle rettigheter vedsykdom.

Aktuell kommentar

12

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

undersøkelser framstår derfor for-holdene på arbeidsmarkedet som (d)entung(e) komponent(en) når en skal for-klare nivået på sykefraværet: Et høytsysselsettingsnivå (lav ledighet) vilinnebære høyere fravær, og vice versa.

Forskningsresultater

Utvalget gir i kapitlene 5 og 6 (og del-vis kapittel 10) en god gjennomgang avforskningsresultater relatert til sykefra-vær og attføring. Vi har et klart inn-trykk av at utvalget i stor grad - om enntil tider nokså implisitt - bruker forsk-ningsresultatene i vurderingene av bl.a.tiltak. Relatert til sykefravær og vårekommentarer til utvalgets utredning,sitter vi igjen med fire hovedinntrykketter å ha lest disse delene av utred-ningen:

• Det er god empirisk dokumentasjonpå at økt arbeidsledighet (redusertsysselsetting) reduserer sykefraværet

• Mindre grad av økonomisk kompen-sasjon (herunder karensdager) gir re-dusert sykefravær

• Sykefravær blant kvinner er høyereenn blant menn

• Belastende arbeidsmiljø gir høyeresykefravær

Forklaringene på disse sammenhen-gene er imidlertid langt fra entydige.Hvorvidt den påviste sammenhengenmellom sykefravær og ledighet / sys-selsetting skyldes disiplinering, selek-sjon eller redusert arbeidspress i ned-gangsperioder, gir ikke forskningsre-sultatene noe entydig svar på.8 Det atlavere økonomisk kompensasjon redu-serer sykefraværet er det - i hvert fallfor økonomer – lett å finne forklaringpå ut fra standard teori for arbeids-tilbud eller effektivitetslønnsmodeller.Forklaringene på at fraværet blantkvinner er høyere enn blant menn erantakelig nokså sammensatt. Det kanskyldes biologiske forskjeller, svanger-skap, forskjellig sykdomsatferd, bran-sjetilknytning og avlønning.

Det synes nokså åpenbart at bedrif-ter med dårlig og belastende arbeids-miljø har høyere sykefravær enn be-drifter der det motsatte er tilfellet.Imidlertid er det ikke alltid like lett åoperasjonalisere slike faktorer og å tol-ke dem som mer eller mindre belasten-de. Som det framgår av forslagene fra

utvalget tillegges betydningen av ar-beidsmiljøet stor vekt. Ved hjelp avdata fra en egen spørreundersøkelse i etutvalg av 331 NHO-bedrifter har vi be-regnet enkle korrelasjoner mellom 12arbeidsmiljøfaktorer og det gjennom-snittlige nivået på fravær med lengrevarighet enn 3 dager i perioden 1990-96 i de samme bedriftene.9 Vi skillermellom kvinner og menn, og mellomarbeidere og funksjonærer. Resultateneer gjengitt i Tabell 1. Symbolet «+» itabellen angir at det er en signifikant(5% nivå) sammenheng slik at jo dårli-gere arbeidsmiljøet er, jo høyere ergjennomsnittlig fravær. Symbolet «–»betyr en signifikant motsatt korrela-sjon.

Tabell 1 viser at det for arbeidere ogmannlige funksjonærer er en klar sam-menheng mellom arbeidsmiljø ogsykefravær som samsvarer med det viforventer.10 For kvinnelige funksjo-nærer er det stort sett ingen signifikantekorrelasjoner, og de tre som er signifi-kante er motsatt av det vi forventer.11

Resultatene i tabellen gir derfor holde-punkter for å hevde at arbeidsmiljøethar betydning for sykefraværet.

Utvalgets forslag

Kort kan utvalgets forslag sammenfat-tes til å være ansvarliggjøring av ar-

beidsgivere og arbeidstakere gjennomtiltak innen den enkelte bedrift i samar-beid med lokale trygdemyndigheter oghelsevesenet, og generelle økonomiskevirkemidler.

Den bedriftsrettede ansvarliggjørin-gen har som siktemål at det raskere ennnå iverksettes forbedringer i arbeids-miljøet (bredt definert), både for at en-keltarbeidstakere som er plaget medsykdom lettere kan fungere i arbeid ogfor generelt å forebygge sykefravær.Konkret foreslår utvalget tiltak overforsykmeldte i en modell med fire spesifi-serte faser: 1-16 dager, 16 dager-8uker, 8 uker-6 måneder og 6-12 måne-der.

Tabell 1: Korrelasjon mellom sykefravær og arbeidsmiljøfaktorer

Fravær Fravær Fravær Fraværmannlige kvinnelige mannlige kvinnelige

funksjonærer funksjonærer arbeidere arbeidere

1. Standard på personalrom + +

2. Standard på ventilasjonssystem + +

3. Standard på belysning i arbeidslokalene +

4. Standard på verneutstyr +

5. Nivå på orden og rengjøring + –

6. Grad av ensidig arbeid + + +

7. Grad av tunge/hyppige løft + + +

8. Grad av uheldige arbeidsstillinger + – + +

9. Grad av ulykker/nesten ulykker + + +

10. Grad av bruk av kjemikalier/gasser/løsemidler + – –

11. Støynivået i arbeidslokalene + + +

12. Støvnivået i arbeidslokalene

8 I en forholdsvis ny analyse (Dyrstad og Ose,2000) finner vi ved hjelp av ikke-lineær mo-dellering at det er fravær utover 3 dager som isterkest grad påvirkes av endringer i ledighe-ten, og at resultatene innenfor vår modell måforklares som disiplineringsmekanismer.Med støtte i tidligere forskning påpeker ut-valget at det først og fremst er for korttidsfra-været en venter å finne disiplineringseffekter.

9 Dette er foreløpige resultater fra forsknings-prosjektet ”Sykefravær, arbeidsmiljø og øko-nomisk motivering” ved Institutt for sam-funnsøkonomi, NTNU.

10 Korrelasjonen mellom miljøfaktor 10 og fra-vær blant kvinnelige arbeidere er imidlertidmotsatt av det vi forventer. Se ellers neste fot-note.

11 Vi understreker at dette er enkle korrelasjo-ner, og at det derfor ikke er kontrollert for an-dre faktorer samtidig.

Aktuell kommentar

13

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Ett sentralt element i denne model-len er forslaget om utvidet egenmeldingpå inntil 8 dager i første fase, begrensetinntil 24 dager i løpet av 12 måneder.Denne nye egenmeldingen skal omfat-te beskrivelse av årsaken til fraværet,behovet for spesiell tilrettelegging avarbeidet og når arbeidstakeren forven-ter å være tilbake på arbeid. Et hoved-poeng med denne egenmeldingen er atden skal stimulere til dialog mellomarbeidstaker og arbeidsgiver.

Et annet element i denne modellener at det skal gjennomføres en funk-sjonsvurderingi fase 2. Det sentraleher er at fokus skal flyttes fra sykdoms-vurdering til funksjonsvurdering.Hovedspørsmålet skal være hva slagsarbeidsoppgaver den sykmeldte er istand til å utføre. Blant annet skal alltidaktiv sykmelding vurderes. Videre erarbeidsgiver med bakgrunn i funk-sjonsvurderingen forpliktet til å sendeen konkret oppfølgingsplansenest 8uker etter at fraværet begynte. Denneoppfølgingsplanen skal ligge til grunnfor trygdekontorets såkalte 12-ukersvedtak.12 Et annet konkret tiltak er athver enkelt bedrift skal ha én kontakt-person ved det lokale trygdekontor.Ordningen med sykmelding II (utvidetlegeerklæring) skal opprettholdes.Videre foreslår utvalget at trygdekon-toret skal ha en mer aktiv og løpendeoppfølgingsrolle enn i dag, at det skaltilby arbeidsgivere bistand i enkelt-saker og mer generelt gi råd om be-driftsintern attføring.

Når det gjelder økonomiske virke-midler, diskuterer utvalget innføring avkarensdag(er), utvidet arbeidsgiveran-svar og redusert dekningsgrad. Medbakgrunn i en forholdsvis kortfattetdiskusjon konkluderer utvalget med atdet ikke vil anbefale innføring avkarensdag(er), til tross for henvisningertil erfaringer og forskningsresultaterfra Sverige, Danmark og Norge somtyder på at karensdager bidrar til redu-sert fravær. Begrunnelsen er eksplisittat innføring av karensdager vil rammepersoner med kroniske lidelser som harbehov for hyppige og korte fravær. I til-legg påpeker utvalget at karensdagervil kunne skape ulikheter mellomarbeidstakere fordi det kan inngås be-driftsvise avtaler om full lønnskom-pensasjon. En mer implisitt begrun-nelse er at utvalget gjennomgående

fokuserer på langtidsfraværet, fordi deter dette fraværet som utgjør hoved-tyngden av det samlede sykefraværet.Siden det er rimelig å anta at det førstog fremst er korttidsfraværet som på-virkes av karensdager, vil ikke inn-føring av karensdager ha noen effekt pålangtidsfraværet.13

Det økonomiske virkemiddelet etflertall i utvalget14 foreslår, er å redu-sere sykepengene med 20% de første16 dagene av en fraværsperiode(arbeidsgiverperioden) og at arbeids-giverne betaler 20% av sykepengenefra og med 17. fraværsdag og ut syk-meldingsperioden, som maksimalt kanvære 52 uker. Som kompensasjon fore-slås arbeidstakerpremien til Folke-trygden redusert med 0,5 prosent-poeng. I dagens ordning er det fulllønnskompensasjon for inntekter inntilseks ganger grunnbeløpet i Folke-trygden (6G). Siktemålet med forslageter å redusere langtidsfraværet. Fordidet lange sykefraværet gjennom denneordningen gir arbeidsgiverne størrekostnader enn dagens ordning, hvorFolketrygden helt og fullt betaler syke-penger fra og med 17. fraværsdag,antas det at dette vil stimulere arbeids-giverne til å iverksette arbeidsmiljø-tiltak slik at langtidsfraværet går ned.For kronisk syke arbeidstakere medhyppige fravær foreslås en skjermings-ordning ved at egenandelen begrensestil i alt 12 arbeidsdager pr. kalenderår.Gjeldende skjermingsordninger forarbeidsgivere som har ansatt arbeids-takere med langvarig sykdom, ellerkronisk sykdom som medfører risikofor særlig stort fravær, foreslås utvidettil også å omfatte den perioden arbeids-giver har delansvar for sykepengene.I tillegg foreslås forsikringsordningenfor små bedrifter betydelig utvidet.15

I et forholdsvis enkelt regnestykkeargumenteres det for at endringene erkostnadsnøytrale for arbeidstakerne ogarbeidsgiverne som helhet, og atatferdsvirkningene av tiltaket vil trekkei retning av redusert fravær og dermedrepresentere gevinster for alle parter.

Vurderinger

Med mulig unntak av den utvidedeegenmeldingen er det etter det vi kan seikke noe i dagens regelverk som hin-drer at de bedriftsrettede tiltakene kan

iverksettes umiddelbart. I løpet av detsiste 10-året er det også blitt iverksatten del tiltak etter de linjer som skisse-res. Hovedgevinsten med utvalgets for-slag er, etter vår oppfatning, dreiningeni fokus fra sykdomsvurdering til funk-sjonsvurdering. Utvalgets forslag inne-bærer dessuten en opprydding i an-svarsforhold og samordning mellomflere offentlige instanser. Dette er posi-tivt.

I dag har arbeidstakere adgang tilfire egenmeldinger med inntil tredagers varighet pr. 12 måneder.Utvalgets forslag representerer derforen utvidelse av adgangen til egenmel-ding. Vi er enige med utvalget i at utvi-delsen neppe i seg selv vil bidra til øktfravær, begrunnet med positive resulta-ter av forsøk med utvidet egenmelding.I tillegg viser analyser av effektene påfraværet da egenmeldingsordningenble innført i 1978, og da den ble redu-sert i 1984, at fraværet på lang sikt ikkeble påvirket av denne ordningen.16

Gjennom den foreslåtte informa-sjonsutvidelsen i egenmeldingen, funk-sjonsvurdering og oppfølgingsplanervil bedriftene få flere opplysninger omden sykmeldte og vil dermed bli bedrei stand til å iverksette riktige tiltak. Enmulig fare er at bedriftene får informa-sjon som gjør det lettere for dem å skil-le ut personer med høy sannsynlighetfor fravær, og at denne informasjonenbrukes i situasjoner med nedbeman-ning, omorganisering, stillingsopprykkm.m. Motargumentet er at bedrifteneogså i dag kan vurdere individuelt fra-værsnivå, og bruke denne informasjo-nen i andre sammenhenger. I tillegg tiløkte muligheter for å finne løsningerfor ansatte med helseplager, vil troligden foreslåtte ordningen også kunneskape større åpenhet og bedre tillitsfor-holdet mellom arbeidsgiver og arbeids-taker. Vi tror derfor at samlet sett vil deforeslåtte tiltakene bidra til å reduseredet fraværet som skyldes forhold på ar-beidsplassen.

12 Dette er et særskilt skriftlig vedtak hvor tryg-dekontoret tar stilling til fortsatt rett til syke-penger.

13 Dyrstad (1999) finner også empirisk beleggfor denne argumentasjonen.

14 Et mindretall på åtte går nærmest på prinsipi-elt grunnlag mot dette forslaget.

15 Små bedrifter kan forsikre seg mot utgifter iarbeidsgiverperioden.

16 Se Dyrstad (1999).

Aktuell kommentar

14

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

Funksjonsvurderinger og oppføl-gingsplaner vil utvilsomt stille størrekrav til bedriftene, og dermed isolertsett bidra til økte kostnader. Det vil ek-sempelvis kreves ressurser for å vurde-re hvilke jobber/oppgaver en sykmeldtmed et visst funksjonsnivå kan ha.Dessuten vil det kreves større fleksibi-litet og trolig større kostnader til opp-læring og hjelpemidler, samtidig somde ulike arbeidsoppgavene i bedriftenmå dokumenteres og beskrives for atbedriftshelsetjenesten17 skal kunnevurdere mulige oppgaver for sykmeld-te.18 I tillegg kommer økte kostnaderfor trygdeetaten som foreslås å få øktkompetanse til rådgiving og oppføl-ging. Disse kostnadene kan være van-skelig å anslå, og dette er kanskje grun-nen til at utvalget ikke går inn på dem.

De ekstra kostnadene må veies motmulige gevinster ved de bedriftsrettedetiltakene, som altså involverer både be-driftsledelse, trygdekontor og helse-tjeneste. Utvalget påpeker selv at debetydelige ressursene brukt på forsøks-virksomhet på bedriftsnivå på 1990-tallet «for å forebygge sykefravær,bedre arbeidsmiljøet og finne fram tilgode behandlings- og attføringstiltak»ikke har gitt dokumenterte effekter (s.108). På denne bakgrunn savner vi endiskusjon av eksempelvis forslag omsanksjonsmuligheter overfor bedriftersom ikke følger opp med tiltak for ar-beidstakere med helseproblemer.

I forhold til en målsetting om redu-sert sykefravær kombinert med målset-tingen om tilnærmet full sysselsetting,vil det være kostnader som samfunnetmå være villig til å betale. I dette per-spektivet bidrar også funksjonsfokusframfor sykdomsfokus til at arbeids-takere med helseproblemer i størregrad beholder kontakten med bedriftenog ikke faller ut av den sosiale tilhørig-heten som er nødvendig for å forbli iarbeidsmarkedet. I tillegg vil troligdisse bedriftsrettede tiltakene føre til atsykmeldte blir mer bevisst sin egensituasjon. Det vil bidra til at de selv istørre grad vil foreslå arbeidsoppgaversom fortsatt kan utføres, eventuelt fore-slå helt nye oppgaver som i tillegg girøkt kunnskapsnivå og dermed bedrekvalifisert arbeidskraft. Slike muligeeffekter vil bidra til å redusere de sam-lede kostnadene ved tiltakene, for alter-nativet for bedriftene vil ofte være å er-

statte fraværsdager med vikarer, somogså trenger opplæring.

Kostnadene knyttet til de bedrifts-rettede tiltakene kommer i tillegg tilkostnadene knyttet til de direkte øko-nomiske virkemidlene. I sum kan detteføre til at bedriftene blir mer forsiktigmed å ansette arbeidskraft uten å væresikker på at forventet fravær hos demsom ansettes er lavt. Med andre ordkan tiltakene utvalget foreslår bidra tilå forsterke seleksjonseffektene. På denannen side vil sterkere synliggjøring avfraværskostnadene ved at arbeidsgiv-erne skal betale 20% av sykepengenefra og med 17. fraværsdag, kunne giarbeidsgiverne incentiver til å forbedrearbeidsmiljøet og arbeidsprosessene.

Vi har mer enn antydet at Sandman-utvalget har hatt en meget krevende ut-fordring, nemlig å foreslå tiltak for åredusere sykefraværet samtidig somhøy sysselsetting (lav ledighet) skalopprettholdes. Gitt dette utgangspunk-tet, tror vi ikke utvalget kunne svartmed noe annet enn bedriftsrettede til-tak i kombinasjon med generelle øko-nomiske virkemidler. Etter vår vurde-ring har derfor utvalget gjort en brajobb. Iverksetting av utvalgets forslagkan derfor bety at sykefraværet vilskifte til et lavere nivå, og kanskje blirnoe av kjønnsforskjellene redusert.Men de inverse fraværssvingningenerelativt til arbeidsledigheten vil bestå.■

Referanser

Dyrstad, J.M. (1999): «Sick pay scheme changesand sickness absenteeism: Empirical evidencefrom Norway», notat, Institutt for samfunnsø-konomi, NTNU, Trondheim.

Dyrstad, J.M. og S.O. Ose (2000): «Non-linearunemployment effects in sick absence», notat,Institutt for samfunnsøkonomi, NTNU,Trondheim.

17 Utvalget foreslår at i bedrifter uten etablertbedriftshelsetjeneste, må behandlende legeeller andre deler av helsetjenesten kunne fo-reta en vurdering av den sykmeldtes funk-sjon.

18 Bedriftshelsetjenesten har imidlertid oftegode kunnskaper om bedriftsinterne forholdog dermed gode muligheter til å finne bedrearbeidsoppgaver for sykmeldte.

Veiledningfor bidragsytere

1. Økonomisk forum trykker artikler om aktuelle økonomfaglige emner,både av teoretisk og empirisk art.Temaet bør være av interesse for enbred leserkrets. Bidrag må ha enfremstillingsform som gjør innholdettilgjengelig for økonomer utenspesialkompetanse på feltet.

2. Manuskripter deles inn i kategorieneartikkel, aktuell kommentar, debattog bokanmeldelse. Bidrag i først-nevnte kategori sendes normalt til enekstern fagkonsulent, i tillegg tilvanlig redaksjonell behandling.

3. Manuskriptet sendes i toeksemplarer til Samfunnsøkono-menes Forening, se adresser påtredje omslagsside. Det oppfordrestil innsending av elektroniske manu-skripter (fortrinnsvis i Word). Bidragbør normalt ikke være lengre ennca. 20 A4-sider, dobbel linje-avstand, 12 pkt. skrift. Debatt-innlegg og bokanmeldelser børnormalt ikke være lengre enn 8 sider (samme format).

4. Artikler og aktuelle kommentarerskal ha en ingress på max. 100 ord.Ingressen bør oppsummere artikkelens problemstilling og hovedkonklusjon.

5. Matematiske formler bør brukes iminst mulig grad. Unngå store, detaljerte tabeller.

6. Referanser skal ha samme form som i Norsk Økonomisk Tidsskrift(kopi av NØTs veiledning kan fåeshos SFs sekretariat).

■ ■■ ■■ ■

15

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Vi har nå stor tilgang på prosjekter og ønsker derfor å tilsette

Nye forskere/seniorforskere ved FrischsenteretProsjektporteføljen dekker en rekke områder, med tyngdepunkt innen utdanning, trygd og arbeids-marked, miljø og energi, helse og offentlig økonomi. Prosjektene utføres for Norges forskningsråd,internasjonale organisasjoner og norske myndigheter. Vi har utstrakt samarbeid både med norske ogutenlandske forskningsmiljøer, og har Økonomisk institutt ved Universitetet i Oslo som basismiljø.Vi holder til i Forskningsparken på Blindern. Ved Frischsenteret arbeider for tiden 6 forskere,6 stipendiater og 17 vitenskapelig rådgivere.

De som ansattes vil samarbeide både med andre forskere ved Frischsenteret, med ansatte vedØkonomisk institutt og med forskere andre steder, ha ansvar for veiledning av stipendiater ogassistenter, og delta i initiering og gjennomføring av nye prosjekter.

Forskerstillingene er ikke knyttet til spesielle felt, og forskerne har stor frihet til å initiere forskningpå felt de er interessert i. Vi legger vekt på samarbeid og konsentrasjon ved at flere arbeider påsamme felt og ved at prosjekter går over lengre tid. Vi legger vekt på å skaffe utfordrende prosjekterog gi mulighet for faglig oppdatering.

Kompetansekravet for tilsetting som forsker er nivåmessig som for førsteamanuensis. For tilsettingsom seniorforsker kreves kompetanse tilsvarende professor. Kvalifikasjoner som anses som særligverdifulle for Frischsenteret kan i vurderingen av kompetansenivået til en viss grad erstatteakademiske kvalifikasjoner. Ved vurdering av søkerne vil det bli lagt stor vekt på internasjonalpublisering. Annen forskningserfaring samt innretning av kompetansen i forhold til Frischsenteretsbehov vil også være av betydning.

Vi har egen lønns- og opprykksordning, egen pensjonsordning og egen ordning forkompetanseoppbygging. Kompetanseordningen gir blant annet mulighet for utenlandsopphold.Kvinner oppfordres spesielt til å søke. Informasjon om Frischsenteret finnes på våre nettsiderwww.frisch.uio.no.

* * *

Nærmere opplysninger kan fåes ved henvendelse til forskningssjef Erik Hernæs, tlf 22 95 88 21. Søknaden må være i Frischsenteret, Gaustadalléen 21, 0349 Oslo, senest 15. februar 2001.

«Stiftelsen Frischsenteret for samfunnsøkonomisk forskning» er en stiftelse opprettet av Universitetet i Oslo for å drive anvendt samfunnsøkonomisk forskning i samarbeid med fagmiljøene ved Universitetet i Oslo, særlig Økonomisk institutt.

Tittelen eg fekk oppgitt for dette fore-draget var «oljemilliardenes tragedie».Kva tragedien går ut på er eg ikkje sik-ker på. Mange meiner visst det er eintragedie at vi har så store inntekter,men ikkje kan bruka dei. Mest tragisker det at dei høge inntektene går samanmed stadige nedskjering av offentlegeutgifter. Det siste er tøv. Vi har hatt einstadig vekst i offentleg forbruk, så ned-skjeringar må vera motsvart av at det erbrukt meir på andre område. Kanskjeer tragedien at vi ikkje ser dei for-delane vi har av oljeinntektene. Ellerkanskje tragedien er at vi bruker dei

dårleg, at oljepengane har sett oss i einrus som gjer at vi sløser bort meir ennvi tener? Kanskje tragedien er at heiledebatten er så forvirrande, og at vi øko-nomar ikkje alltid har medverka likekonstruktivt?

Eg skal ikkje ta stilling til det van-skelege spørsmålet om kva tragediener, men snakka om korleis vi kan brukaoljeformuen til vår fordel utan at detblir ein tragedie. Eg skal seia litt omdebatten, og om terminologi som kanforvirra. Så blir det litt om det lang-siktige perspektivet: kriteria for omfinanspolitikken kan oppretthaldastover tid og normer for bruk av olje-formuen. Deretter går eg over til spørs-mål knytte til rente, prisstigning ogomstillingskostnader.

Korfor kan vi ikkje bruka meir avoljeinntektene? Dette er det spørsmåleteg oftast har fått det siste halvåret. Eg ergrundig lei det, for spørsmålet er sjølv-sagt feil. Klart vi kan, spørsmålet er omvi bør. For å vera meir presis er spørs-målet om staten bør spara mindre, eller,med andre ord, om staten bør brukameir nå og mindre i framtida. Dette ereit politisk prioriteringsspørsmål derstandpunktet til fagøkonomar i utgangs-punktet ikkje burde ha større interesseenn standpunktet til andre. Det vi kansom fagfolk er å gjera greie for konse-kvensane av mindre sparing, og å syste-matisera argument for og imot.

Oljeinntekter er ikkje som andre inntekter

Oljeressursane er ein formue vi har. Nårvi sel olje, så flyttar vi ein del av formu-en frå havbotnen til ein bankkonto. Deter like liten grunn til å kalla grunnrentafrå olja for inntekt, som det er til å kalladet inntekt når vi flyttar pengar frå einbankkonto til ein annan. Det er ein slagsbokføringsfeil. Same prinsipp som ellesi nasjonalrekneskapen skulle tilseia atgrunnrenta frå olja ikkje skulle gå inn inettonasjonalproduktet og i nasjonal-inntekta. Tala for sparinga skulle redu-serast tilsvarande. Vi er ikkje så rikesom vi trur, og vi sparer ikkje så mykjesom det ser ut for. Det er ikkje dermedsagt at vi sparer for lite.

Eg trur vi hadde fått ein ryddigaredebatt om nasjonalrekneskapen haddebehandla oljeressursane som formueog uttapping som omplassering. Eg ersjølvsagt klar over at heller ikkje dettegir oss eit inntektsmål som fortel kormykje vi kan konsumera utan at vi måforventa at realverdien av formuen gårned. Poenget mitt er ikkje at ei konse-kvent bokføring ville gitt fasiten, menat inkonsekvent bokføring aukar for-virringa. Også det oljekorrigerte bud-sjettunderskottet er ei form for in-konsekvent bokføring der grunnrenteblir blanda saman med inntekt avinvestert kapital og utgiftene til nyeinvesteringar. Omgrepet var ein gongnyttig i diskusjonen av konjunkturpoli-tikken, men har forvirra diskusjonen avom vi sparer nok.

Oljepengar er ikkje forskjellige frå andre pengar

Når pengar blir brukt, er det ingen for-skjell på oljepengar og andre pengar.

AAkkttuueellll kkoommmmeennttaarr

16

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

■ ■ ■ ASBJØRN RØDSETH:

Bruken av oljeformuen og offentleg sparing

Asbjørn Rødseth er professor ved

Universitetet i Oslo.

Bruken av oljepengar kan ikkje diskuterast isolert frå andre utford-ringar som ventar oss så som veksten i utgiftene til pensjonar. Kormykje staten bør spara, er eit spørsmål om politiske avvegingar

mellom ulike interesser og omsyn. Omstillingskostnader som kan dra medseg høg rente og arbeidsløyse tilseier at ein går varsamt fram. Dette er nokreav synspunkta i denne kommentaren som byggjer på eit foredrag vedforskarmøtet i Bø 9. januar i år.

Aktuell kommentar

17

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Derfor er det feil å spørja om vi brukerfor mykje eller for lite av oljepengane.Spørsmålet er om vi alt i alt sparer nok.Permanentinntekta av oljeformuen ereit mål på kor mykje vi kan bruka perår utan at verdien av formuen går ned.Det er mange problem knytte til esti-mering av permanentinntekta, men deihar eg ikkje tenkt å gå inn på. Poengetmitt er at ein stor del av debatten ombruk av oljepengane er forvirrande for-di den har som implisitt og unemndpremiss at statsbudsjettet, korrigert forolje på den rette måten, burde vera ibalanse. Men det er jo langt frå opp-lagt.

Det spørsmålet som journalistaneburde stilla til dei bankøkonomane somhar rekna ut at permanentinntekta avoljeformuen tilseier at vi kan bruka såog så mange milliardar meir, er dette:Når dei nå skal selja pensjonsforsik-ring, vil dei da seia at staten har så godøkonomi at kundane kan stola på folke-trygda?

Frå ein annan synsvinkel: Sett at detskulle vera rett at overskottet på stats-budsjettet overstig grunnrenta frå olje.Det er ikkje det same som at regjeringanektar folk alle fordelar av oljefor-muen. Utan olje kunne det godt vera atvi hadde hatt vesentleg mindre offen-tleg forbruk og vesentleg høgare skat-tar. Mange land utan olje har budsjett-overskott i dag.

Kriteria for om finanspolitikken kan oppretthaldast

Spørsmålet om staten bør spara meireller mindre, blir ofte framstilt som eitspørsmål om den nåverande finans-politikken kan oppretthaldast i detuendelege. Metoden for å svara er da iprinsippet grei. Først må ein bestemmaseg for korleis ein skal definera einkonstant finanspolitikk i ei verd somstadig endrar seg. Så må ein framskrivakonsekvensane av konstant politikk forinntekts- og utgiftspostane på stats-budsjettet. Så undersøkjer ein om krite-riet for om politikken kan opprett-haldast er oppfylt.

I langtidsprogram og nasjonalbud-sjett har Finansdepartementet gjen-nomført to ulike testar på om finans-politikken kan oppretthaldast, ein sombyggjer på MSG-modellen og ein sombyggjer på generasjonsrekneskapen.

I MSG-framskrivingane har konstantpolitikk gjerne vore definert som kon-stante skattesatsar, uendra standard ogdekningsgrad for offentlege tenesterpluss gjennomføring av vedtatte refor-mar, uendra trygdereglar og full G-regulering. MSG-modellen gir skatte-grunnlag, prisar på offentleg konsummed vidare. Ein har så framskrivestatleg formue (summen av nettofor-dringar og oljeformuen) over ein langperiode og sett på om formuen (ellergjelda) til slutt stabiliserer seg i forholdtil BNP. Det siste er i faglitteraturenkjent som eit minstekrav for at finans-politikken skal kunna oppretthaldast.Når realrenta er høgare enn vekstratenfor økonomien, impliserer det at nåver-dien av dei offentlege utgiftene skalvera mindre enn eller lik nåverdien avdei offentlege inntektene pluss deninitiale formuen.

Når generasjonsrekneskapen blirbrukt, så blir konstant politikk gjernedefinert som at nettoskattane for kvartindivid og kvar alder skal veksa i taktmed produktiviteten. Ei justering blirgjort for modninga av folketrygda. Detoffentlege konsumet per capita er føre-sett å veksa i takt med produktiviteten.(Utgifter til utdanning er behandla somstønader). Framskrivinga av inntekterog utgifter er meir mekanisk enn vedbruk av MSG. Balanse i generasjons-rekneskapen impliserer at nåverdien avutgiftene er lik nåverdien av inntektenepluss den initiale formuen.

Ifølgje Nasjonalbudsjettet for 2001indikerer begge metodane at finans-politikken kan oppretthaldast på langsikt. Finansdepartementet gjengirMSG-framskrivingar frå Holden-utva-let (NOU 2000:21, kapittel 6,referansealternativet). Summen av of-fentleg finansformue og oljeformueblir der stabilisert omkring år 2050 påsame nivå som i dag. Finans-departmentet seier også at generasjons-rekneskapen er i langsiktig balanse,men er sparsam med bakgrunnsinfor-masjon om desse utrekningane1.Uansett indikerer begge utrekninganeat ein politikk med mindre sparingikkje kan oppretthaldast. Tala som liggtil grunn for konklusjonen kan sjølv-sagt diskuterast, særleg oljeprisen. Kvaanslag ein skal byggja på, er delvis av-hengig av haldninga ein har til risiko.

Vi merkar oss at dei to metodane de-

finerer konstant politikk litt ulikt, menat politikken i begge tilfelle ser ut til åkunna oppretthaldast. Konstant poli-tikk kan i prinsippet definerast på uen-deleg mange måtar. Nokre definisjonarer meir interessante enn andre. Til sju-ande og sist er det ei politisk oppgåve åspesifisera kva ein skal meina medkonstant politikk. Det politikarane vil,kan jo dessutan nettopp vera å endra fi-nanspolitikken over tid. Også da kan vispørja om politikken lar seg gjennom-føra i det lange løp. Den beste politik-ken kan gjerne vera ein politikk somikkje er konstant verken etter den eineeller den andre definisjonen.

For den som vil, er det lov å definerakonstant politikk som at skattar, tryg-der og offentleg forbruk skal veksa itakt med nasjonalproduktet, det vil seiaat det såkalla primærunderskottet skalvera konstant i forhold til BNP. Brukervi ein slik definisjon, og føreset at real-renta overstig vekstraten i økonomien,kan vi forenkla kriteriet for om politik-ken kan oppretthaldast. Kravet er da atprimæroverskottet skal vera minst stortnok til å dekka den delen av realrentenepå gjelda som overstig vekstraten tiløkonomien. Når vi tar utgangspunkt ibudsjettet slik det vanlegvis blir opp-stilt, er dette ein uinteressant fram-gangsmåte i vårt tilfelle.

Det er mange grunnar for at bud-sjettbalansen det enkelte året ikkje erein interessant indikator for om finans-politikken kan oppretthaldast over tid.Ein viktig grunn er at olje ikkje er be-handla som formue, ein annan den for-venta veksten i pensjonsutgiftene. Eintredje grunn er at forskjellar i produkti-vitetsvekst mellom vareproduksjon ogoffentleg tenesteyting fører til atoffentlege tenester gradvis blir relativtdyrare. Ein fjerde grunn er at over-skottet det enkelte året kan vera sterktpåverka av konjunktursituasjonen. Danedgangskonjunkturen i Sverige slo tilved starten av 1990-talet, blei budsjett-balansen der forverra med 17,6 prosentav BNP på tre år (OECD: EconomicOutlook). Dette er ekstremt, men også

1 Nasjonalbudsjettet inneheld også ei utrekningav eit korrigert budsjettunderskott der olje ogpensjonsforpliktingar er behandla som formueog gjeld. Slik eg les budsjettet er denne ut-rekninga berre brukt for å underbyggja at deter viktig å sjå på generasjonsrekneskapen ogMSG-framskrivingane.

Aktuell kommentar

18

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

meir normale konjunkturar kan gi storekorreksjonar. Det er ikkje nok å ta om-syn til såkalla automatiske stabilisa-torar. Vi må også ta med dei utgiftenevi må rekna med som del av ein meiraktiv motkonjunkturpolitikk.

Både MSG-framskrivingane og gen-erasjonsrekneskapen tar omsyn til oljaog pensjonane på ein systematisk måte.Når dei i tillegg tar utgangspunkt isame konjunktursituasjon, er det kan-skje ikkje så overraskande at dei kjemtil same resultat. Tilsynelatande føresetMSG-framskrivingane mindre vekst ioffentleg konsum enn generasjonsrek-neskapen, men forskjellen blir likevelikkje stor fordi MSG tar omsyn til rela-tiv prisstigning på offentleg konsum.

Normer for offentleg sparing

Ein ting er om finanspoltikken i dagkanvidareførast, ei anna sak er om hanbør vidareførast. Bør generasjons-rekneskapen vera i balanse?

Grunnlaget for balanse i genera-sjonsrekneskapen som norm ser ut til åvera ein ide om at dette gir ei rettferdigfordeling mellom generasjonar. Nårgenerasjonsrekneskapen for år t er ibalanse, så er nåverdien av nettoskat-tane i prosent av nåverdien av inntektfør skatt den same for generasjonenfødt i t+1 og alle seinare generasjonarsom for generasjonen født i t. Alleseinare fødde får altså same nettoskatteprosent over livsløpet som deisom nettopp er nyfødde. Dette er eidiskutabel norm av minst tre grunnar:

1. Kravet til sparing rettar seg ikkjemot det nyfødde barnet, men mot deivaksne. Dei har gjennomlevd andreår med andre skattesatsar.

2. Økonomisk vekst fører til at inntek-tene stig. Det kan da argumenterastfor at det er rettferdig at seinaregenerasjonar har ein høgare skatte-prosent.

3. Når staten initialt har positiv for-mue, så skjerpar økonomisk vekstkravet til sparing nå for at genera-sjonsrekneskapen skal balansera.

Økonomisk velferdsteori gir ei vissstøtte for at skattesatsar bør vera kon-stante over tid, i alle fall for vridandeskattar. Grunnen er at dødvektstapetaukar meir enn proporsjonalt med

skattesatsane, slik at konstante skatte-satsar gir minst effektivitetstap. RobertBarro har vist dette i ein modell foroptimal skattlegging. I hans modell eralle etterfølgjande generasjonar knyttasaman gjennom arv gitt ut frå einbestemt form for omtanke for nestegenerasjon. Derfor vil alle statlege for-søk på å omfordela mellom genera-sjonane bli motverka av private over-føringar i motsett retning. Spørsmåletom optimale budsjettunderskott ogoptimal statsgjeld er da eit reint effek-tivitetsspørsmål.

Ifølgje prognosane vil stønader tilhushald som prosent av BNP auka mednesten 10 prosentpoeng dei neste 40åra. Auken er jamt fordel og varig, ik-kje ei bølgje som går over. Utjamningav skattane tilseier at skattesatsane altnå skal vera høge nok til å finansieradesse utgiftene. Ved å starta tidlegslepp vi unna med ein skatteauke somer ein god del mindre enn 10 prosent avBNP, men likevel stor nok til å tilseia eiformidabel statleg sparing nå. (Menhugs at dette er berre ein del av eit stør-re reknestykke der også skatt av pen-sjonar må inngå).

Tankegangen i Barros modell tilseierogså at vi skal halda på oljeformuen ogspara ein del av rentene slik at formuenveks i takt med økonomien elles. Vi fårstørre fordel av oljeformuen ved å deladen ut som ein mindre skattelette forall framtid i staden for som ein storskattelette på kort tid. Tankegangentilseier også at eit oljeland skal harelativt stort offentleg konsum fordiskattekostnaden er mindre. (Dersomein meiner at private oppnår størreavkasting av formuen, kan det veragrunn til å dela han ut raskare).

I Barros modell er spørsmålet omrettferdig fordeling mellom generasjo-nane irrelevant. Dette spørsmålet hargjerne vore behandla med utgangs-punkt i Ramseys klassiske vekst-modell. Eit rimeleg krav til einvelferdsfunksjon er at den stiller allegenerasjonar likt, og at den har eininnebygd preferanse for utjamningmellom generasjonane. La oss gå ut fråat vi kan sjå på Norge som ein litenopen økonomi som står overfor ei gittrente, høgare enn raten for teknologiskframgang pluss folketilveksten. Prefe-ransar for utjamning drar i retning av atstaten bør overføra midlar frå seinare

til tidlegare generasjonar. I motsett ret-ning drar at utsetting av konsum girrente. Resultatet av ei optimaliseringblir da at konsumet veks over tid. Mendersom preferansen for utjamning ersterk nok og realrenta ikkje for høg, vilveksten i konsumet vera mindre ennveksten i produksjonen. Det vil seia atproduksjonsresultatet skal omfordelasti favør av nåverande generasjonar.

Sett at den internasjonale realrentaer konstant, at vi har sterke preferansarfor utjamning, og at vi ventar ekspo-nensiell vekst i produktiviteten til evigtid. Da tilseier optimal fordeling mel-lom generasjonane at forholdstaletmellom konsum og nasjonalprodukt tilå begynna med skal vera større enn einog at det skal avta mot null etter somtida går. Så godt som heile nasjonal-produktet vil etter kvart gå med til åbetala renter. Alle land kan sjølvsagtikkje føra ein slik politikk på ein gong.Det ville neppe gå for eitt land heller.Etter kvart ville jo freistinga til å lavera å betala renter og avdrag bli stor.Internasjonale kreditorar vil ikkje veravillige til å finansiera gjeldsoppbyg-ginga. Dessutan ville vi setja framtidi-ge generasjonar i ein svært risikabelposisjon dersom veksten skulle stoppaeller renta gå opp. Det kunne dessutanbli stor immigrasjon så lenge vi levdepå kreditt, og stor emigrasjon når viskulle betala rentene.

Ramsey-modellen gir oss altså ikkjeutan vidare svaret på kva vi bør gjera.For det første avheng den optimalesparinga heilt av kor sterk preferansenfor utjamning er. For det andre ermodellen for enkel. I tillegg til deiproblema som er nemnde over, vil detogså vera problem med forsyninga avskjerma gode når konsumet blir forstort i forhold til nasjonalproduktet.

Tankegangen bak modellen kan like-vel gi rom for følgjande resonnement:Rettferdig fordeling tilseier omfor-deling til fordel for tidlege genera-sjonar fordi dei er dei fattigaste. I prak-sis vil tilgangen på kreditt ikkje gi romfor ei så stor omfordeling som einkunne ønskja. Funnet av oljeformuenflyttar denne skranken. Derfor bør olje-formuen brukast opp relativt fort.

Men det er viktige motforestillingarmot denne typen omfordeling. For detførste er det litt paradoksalt at statenskal overføra frå framtidige genera-

Aktuell kommentar

19

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

sjonar når vi observerer at det går storeprivate overføringar den andre vegen iform av arv og gåver. Kan ein slik stat-leg politikk da verkeleg vera i samsvarmed preferansane til veljarane (og vilden verka)? Kva blir i tilfelle norma foroffentlegsparing? For det andre, kan vivera sikre på at dei som bur i Norgelangt inn i framtida vil vera meir vel-ståande enn oss? Kan vi vita om deiblir fleire eller færre enn oss? Vi risike-rer å overføra i feil retning. For dettredje, vi kan ønskja ei overføring fråframtidige generasjonar, men har virett til å tvinga fram ei slik overføring?(Neste generasjon kan tenkjast å slå til-bake, ved for eksempel å nekta å hon-orera dei pensjonane vi har «forplikta»dei til å betala oss).

Det siste fører oss fram til spørs-målet om kven olja tilhører, Dei nåle-vande til fri bruk eller kollektivet av deisom bur i Norge nå eller i framtida? (Vikunne også spurt om den tilhører heileverdssamfunnet). Ein analogi til andreinstitusjonar kan vera nyttig. Privateuniversitet er gjerne organiserte somsjølveigande stiftingar. Eit forslag kun-ne vera å bruka kapitalen i slike stif-tingar på dei som er medlemmer avuniversitetssamfunnet i dag, men eg ernokså sikker på at få ville godta det.Det er ganske vanleg at statuttane forstiftingar påbyr at grunnkapitalen skaloppretthaldast, og at berre avkastingakan brukast år for år. Det kan vera godegrunnar for å overføra til staten prinsip-pet om at formuen tilhører inga be-stemt gruppe, og at kvar generasjonberre er fri til å bruka avkastinga.

Praktisk bruk av eit slikt prinsippreiser sjølvsagt ei rekke spørsmål omavgrensing og måling av det relevanteformuesomgrepet og av avkastinga.Skal konsumkapitalen telja med? Skalpensjonsrettar telja som gjeld, og kor-leis skal dei verdsetjast? Men prinsip-pet har den fordelen at det i liten grader nødvendig å ta stilling til korleisframtida vil sjå ut.

Det er ein vesentleg forskjell på einorm om å halda ved like formuen ogei norm om balanse i generasjonsrek-neskapen. Balanse i generasjonsrekne-skapen langs ein proporsjonal vekstba-ne krev at den offentlege formuen veksi takt med produksjonen i økonomien.Når formuen og produksjonsveksten erpositiv, krev altså balanse i genera-

sjonsrekneskapen meir sparing enn detsom skal til for å oppretthalde formuen.Dess høgare produktivitetsvekst, dessmeir sparing trengst det. Generasjons-rekneskapen krev med andre ord at einskal spara for framtida nettopp fordifolk i framtida blir rikare. Dersomformuen er negativ, blir forholdetsnudd om. Da er det balanse i genera-sjonsrekneskapen som stiller minstkrav til sparing.

Ein tredje variant er ei norm om åhalda ved like formuen per capita. Detvil vera å leggja til grunn at alle per-sonar nå og i framtida har like storeigardel i formuen.

Dersom ein formulerer målet som åoppretthalda formuen, så er definisjonav formue også eit normativt spørsmål.Valet av definisjon påverkar fordelingamellom generasjonane og kor lett detskal bli å halda stabile skattesatsar. Vedå ta med opptente pensjonsrettar somein gjeldspost, oppnår ein at det blirlettare å jamna ut skattesatsane, menogså at kravet til sparing dei nærmasteåra blir større.

I praksis kan det kanskje vera lettastå nærma seg konsensus om ei norm foroffentleg sparing dersom ein førstdiskuterer kor mykje vi bør spara forkvart enkelt føremål enkeltvis og såsummerer. For eksempel kan ein meinaat vi bør ta vare på oljeformuen, menbruka heile permanentinntekta. Ein kanogså meina at staten bør ha positivsparing i høgkonjunkturar, negativ ilågkonjunkturar, og at i sum skal dennekomponenten gå i null. Ein kan meinaat stigande relativ pris på offentlegkonsum er eit problem som framtidafår ta seg av, og som ikkje bør løysastved sparing. Så kan ein filosofera overdet mest komplekse problemet, nemlegveksten i pensjonsutgiftene. Omsynettil utjamning av skattesatsane tilseier atvi skal spara også for dette føremålet.Men er sparing det beste svaret påstigande levealder? Alternativ kan verahøgare pensjonsalder eller redusertkompensasjonsgrad. Er sparing aleinedet beste svaret på at pensjonane i gjen-nomsnitt blir høgare, eller er ein del avsvaret at pensjonistane i framtida bør fåmeir skatt og færre rabattar? Pensjons-systemet har både til mål å hjelpa folkmed å fordela inntekta over livsløpetog å hindra relativ fattigdom på eit gitttidspunkt. Om produktiviteten stig, er

det vi eller dei som lever da som skalbetala for å hindra relativ fattigdom i2050? Så lenge vi ikkje trefferalternative tiltak, så bind vi framtidagjennom den oppteninga av pensjons-rettar som skjer, men kor sterkt? I kvagrad kan nåverdien av opptentepensjonsrettar samanliknast med van-leg gjeld?

Konklusjonen min er at det er eitspørsmål om avveging mellom ulikeinteresser kor mykje det er ønskeleg åspara. Normativ økonomisk teoripeiker heller ikkje ut bestemte løysin-gar som optimale. Det vil ikkje seia detsame som at det er fritt fram for åbruka pengar i høgt tempo, men at mot-argument må visa til dei konkretekonsekvensane av rask pengebruk.

Omstillingskostnader

Alle vil bruka meir oljepengar, spørs-målet er berre når. Dei som vil ventalengst, vil alt i alt bruka mest. Det sistelangtidsprogrammet la opp til einkraftig nedgang i primærunderskottet ioffentleg forvaltning etter kvart sompensjonsutbetalingane aukar. Når no-kon har foreslått å bruka 40 milliardarmeir på ti år, er det uklart kor langt iforkant av langtidsprogrammet deiligg.

Utanom den olja vi bruker sjølv, såkan olja berre brukast til å betala forimport. Bruk av oljeinntekter for andreføremål krev at vi legg ned anna«valutaskapande» verksemd og flytterarbeidskrafta til produksjon av meirlokale varer og tenester. Ei slik om-stilling har kostnader og tar tid. Vi måinvestera i nytt produksjonsutstyr, imarknadsføring, i opplæring og i kunn-skap. Ein del av arbeidsstyrken vil bliledig og kanskje pensjonert. Enkleoverslag viser at oljeformuen i lengdenikkje er nok til å finansiera all import.Vi vil også i framtida ha bruk for andrevalutaskapande næringar.

Omstilling er nødvendig om vi skalfå full glede av oljeformuen. Det førstespørsmålet er om summen av omstil-lingar blir større eller mindre om visparer meir. Problemet med rask brukav formuen er at vi må ta omstillinganeto gonger, først i retning skjermasektor, så tilbake i retning konkur-ranseutsett sektor. Dersom produktivi-tetsveksten i begge sektorane er like

Aktuell kommentar

20

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

stor og alle inntektselastisitetar lik ein,så blir det minst omstillingar vedstrategien som går ut på at formuenveks i takt med BNP. Behovet for åendra næringsstrukturen oppstår daberre ein gong, og nedgangen i konkur-ranseutsett sektor blir mindre enn vedraskare pengebruk.

I praksis er det fleire drivkrefter somvil endra næringsstrukturen i åra fram-over, blant anna forskjellar i inntekts-elastisitetar og produktivitetsvekst,aldring av befolkninga og reduksjonar ioljeinvesteringane. Nøyaktig kva tem-po i bruken av oljeinntekter som vilgjera summen av omstillingar minst, erderfor eit komplisert reknestykke.

Omstillingskostnadene blir størrenår omstillinga skal gå raskt, og kan ivisse tilfelle bli ekstremt store. Dersomein vil trappa opp bruken av oljeformu-en, er det derfor grunn til å gå framgradvis.

Sett at produksjonskapasiteten inn-anlands er fullt utnytta. Så skal vi aukaforbruket, enten offentleg eller privat.Heile forbruksauken må da til sjuandeog sist komma som auka nettoimport.For at det skal skje, må prisane pånorskproduserte varer og på norskarbeidskraft opp slik at forbruket blirvridd mot meir import, og slik at norskproduksjon av varer som kan importe-rast blir mindre lønnsam. Vi må medandre ord ha ei reell appresiering.Norge må vera eit dyrt land ei stund.Men slik kan det ikkje halda fram foralltid. Før eller seinare må pris- ogkostnadsnivået i Norge ned igjen for atdei konkurranseutsette næringane ikkjeskal bli utraderte. Den første reelle ap-presieringa må altså følgjast av ei reelldepresiering.

I modellar med fullt fleksible prisarog lønningar vil den reelle appresie-ringa skje som eit eingongshopp. Høgkapitalmobilitet medfører at i den etter-følgjande perioden med reell depresie-ring må realrenta vera høgare i Norgeenn i utlandet. Opptrapping av brukenav oljeinntekter gir altså høg realrente iein periode. Den høge realrenta er eituttrykk for at vi får meir igjen forpengane om vi ventar med å bruka dei.Hushalda vil sannsynlegvis reagera påei slik høg realrente med å spara meir.Det vil dempa dempa behovet for reellappresiering først. Omstillinga vil skjesaktare, men til mindre kostnad. (Knut

Anton Mork la fram ein modell som il-lustrerer dette på eit seminar påUniversitetet i Oslo i haust).

Eit poeng her er at også regjeringahar grunn til å reagera på ei høg real-rente med å utsetja offentleg forbruk.Ein får lite igjen for ei for raskopptrap-ping av budsjetta fordi det vil ta tid åskaffa fram dei reelle ressursane somskal til. Slik offentleg forvaltning er or-ganisert, kan ein ikkje ein gong garan-tera for at effekten av meir pengar all-tid blir positiv på kort sikt. Ein annangrunn til å gå varsamt fram, kan vera atauken i realrenta har fordelingseffektar.Det same har det initiale prishoppet.

På same måte som privat sektor, såburde også offentleg sektor til ein vissgrad reagera på den reelle appresie-ringa med å vri etterspørselen i retningimporterte varer. Eit spørsmål er omoffentleg sektor er organisert slik atdette skjer i den grad som ein kan øn-skja.

I teoretiske modellar med fulltfleksible prisar og lønningar og rasjo-nelle forventningar er det pengepolitik-ken aleine som avgjer i kva gradendringane i den reelle valutakursenskal skje gjennom endringar i pris-nivået eller den nominelle valutakur-sen. Det er altså ingen nødvendigsamanheng mellom bruken av oljeinn-tekter og inflasjon under slike føre-setnader.

I praksis går det neppe så glatt. Einfinanspolitisk ekspansjon vil drivaprisane på skjerma varer og tenesteroppover (inklusive den reelle prisen påoffentlege tenester) før pengepolitik-ken får tid til å hindra det. Den nomi-nelle valutakursen kan i første omgangkomma til å skyta over målet, og detkan vera fare for ein del turbulens irente og valutamarknadene. Dette erinteressante spørsmål som det vil førafor langt å gå inn på her.

Faren for inflasjon er høgst reell,men den har etter mitt skjønn blitt til-lagt for stor vekt. Det kan kanskje tvertimot hevdast at om vi først skal aukaforbruket, vil det vera lettare å få til deinødvendige omstillingane med eit mi-nimum av kostnader dersom vi tillet littinflasjon. Problemet er eventuelt at detkan føra til gjenstridige forventningarom ytterlegare inflasjon, forventningarsom ikkje så lett gir seg når det ikkjelenger er bruk for inflasjonen.

Resultatet kan bli ein alvorleg ned-gangsperiode når ein seinare skal stop-pa inflasjonen og kanskje samtidiggjennomføra ei reell depresiering.Dette prøvde vi jo på slutten av 1980-talet og spora skremmer. Men det varjo også andre og kanskje vel så viktigeårsaker til dei dårlege tidene den gong-en.

Ein periode med arbeidsløyse nårinnfasinga av større pengebruk nærmarseg fullføring, er altså noko vi kan hagrunn til å frykta. Dette er ein del avomstillingskostnadene, og neppe grunngod nok til å la vera å bruka meir peng-ar. Men det er eit ekstra argument for åikkje gjera omstillingane større ennnødvendig, og for å la ei eventuell opp-trapping av pengebruken gå gradvis.

Opptrapping av pengebruken kangjennomførast med mindre omstil-lingskostnader i periodar med låg-konjunktur og ledig kapasitet. Men deter verken realistisk eller ønskeleg at allopptrapping i pengebruken skal skje ilågkonjunkturar. Eg synest det er lettastå nærma seg dette spørsmålet frå syns-vinkelen stabiliseringspolitikk.

Utgangspunktet for bruken avfinanspolitikken i reguleringa av kon-junkturane må vera ein langsiktig planfor offentlege utgifter og inntekter. Nårdet gjeld offentleg forbruk, er det bestebidraget til stabilisering sannsynlegvisein jamn vekst i samsvar med den lang-siktige planen. Å forskyva forbruketover tid har i dei fleste tilfelle storekostnader. Veksten i trygdeutgiftenegår sin gang basert på lovvedtak ogopparbeidde rettar. Rommet for å drivameir aktiv stabilisering ved hjelp avfinanspolitikken er derfor stort settavgrensa til arbeidsmarknadstiltak,skattane og investeringane.

Sett at vi er inne i ein høgkonjunktursom har rot i privat sektor, samtidigsom trygdeutgiftene veks i tråd medlangtidsprogrammet. Den langsiktigebalansen er i orden. Ved å finansiera deiauka trygdeutgiftene med ein mellom-bels skatteauke inntil høgkonjunkturenavtar, kan vi kanskje dempa svinginga-ne i økonomien. Styrken i effekten avein slik politikk er omstridd. Omsynettil stabilitet i skattesatsane taler mot.Utan skatteauke kan ei høgare rentemedverka til å dempa svingingane.Avveginga av dei ulike omsyna her til-seier neppe at ein skal finansiera heile

auken i trygdeutgiftene med auka skat-tar. Når den statlege sparinga etterlangtidsprogrammet skal reduserast årfor år over ein lang periode, må det giseg utslag i at den olje-, aktivitets- ogrentekorrigerte budsjettindikatorensystematisk går i ekspansiv retning.Sannsynlegvis bør den da også gå i ek-spansiv retning sjølv om det er høgkon-junktur, med mindre høgkonjunkturener ekstrem. Men den bør kanskje gåmindre i ekspansiv retning enn lang-tidsplanen sa.

Det er mange omsyn å ta når finans-politikken skal utformast. Konjunktur-situasjonen er berre eitt av dei. Dersomverdien av oljeformuen brått må opp-vurderast, kan det vera gode grunnar tilå la det få mindre effekt på penge-bruken i ein høgkonjunktur enn i einlågkonjunktur. Men det er vanskeleg åsjå at stabiliseringspolitiske omsyn erså sterke at ei oppvurdering av olje-formuen skal få null effekt på penge-bruken i ein moderat høgkonjunktur.

Avsluttande merknader

Vi kan filosofera om korleis politikkenburde utformast, men politikarane eravhengige av å få folkefleirtalet med.Enkelte vil hevda at fleirtalet ut fråeigeninteresse vil stemma for å brukaformuen fort, og la lite eller ingentingbli igjen til kommande generasjonar.Dei vil da også hevda at vi like godtkan auka pengebruken med ein gong istaden for å venta på den store smellen.Dei vil kanskje hevda, i tråd med KarlPolanyi for eit halvt hundreår sidan, atden finanspolitiske ortodoksien kanopna for farlege politiske krefter.

Eg er litt meir optimistisk. Eg trurfolk forstår meir og er meir villige til åtenkja på framtidige generasjonar enndet vi ofte innbiller oss. Opinionen erogså farga av dei kampanjar media tilei kvar tid kjører. Tidleg på 1990-taletvar generasjonsrekneskapen til ErlingSteigum i fokus, og atskillig uro for atvi sparte for lite kom fram. Når mediaer lei av ei sak, kan dei kjøra den inver-se. Opinionen i dag er også farga avspesielle problem i blant anna helse-stellet, problem som det går an å redu-sera utan å redusera den offentlegesparinga. Talet på korridorpasientar erein verkeleg tragedie, men det er eitproblem som andre land, heilt utan

olje, har løyst. Kanskje er tragedienmed oljemilliardane nettopp at når eitverkeleg problem er identifisert, blirdet straks ropt om oljemilliardar.I andre land er ein tvinga til å ta disku-sjonane om korleis ein verkeleg løyserproblema.

Det finst gode argument for å ta varepå oljeformuen slik at den kjem ogsåframtidige generasjonar til gode. Detfinst gode argument for at vi bør sparafor å førebu oss på at det blir størrepensjonsutgifter. Men det er ikkje opp-lagt at sparing aleine er det beste svaretpå pensjonsproblemet. Kanskje trage-dien med oljemilliardane er at deiskuggar for pensjonsproblemet, og atvi derfor ikkje med nok alvor har gått

inn i diskusjonen av korleis vi best skalhandtera det.

Uansett er vår oppgåve opplysning.Om politikarane gjer andre val enn deivi sjølv ville gått inn for, så får virespektera dei for det, så lenge dei setseg inn i sakene og er opne om konse-kvensane. ■

Aktuell kommentar

21

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Telefon: 22 41 32 90 – Fax: 22 41 32 93E-post: sekretariatet@samfunnsokonomene.no

Er du medlem avSamfunnsøkonomenesForening

og harBYTTET ARBEIDSGIVER?

VVeennnnlliiggsstt ggii bbeesskkjjeedd ttiill oossss!!

Mediene har i det siste skapt et inn-trykk av stor uenighet blant norskeøkonomer i synet på bruken av olje-pengene – ja faktisk så stor uenighet aten betydelig andel av Aftenpostensøkonompanel mener at dette har førttil en svekkelse av vår profesjonsanseelse. Jeg tror mye av denne uenig-heten er medieskapt og at vi er enige ien del grunnprinsipper. Uenigheten dethauses opp om, dreier seg om hvormange av milliardene vi kan bruke oghvordan dette kan gjøres uten å bidra tilfor sterkt inflasjonspress i økonomien.Sett i lys av den størrelsen petroleums-fondet er i ferd med å bygge seg opptil, er forskjellene i beløpene som nev-nes svært små. Det må også minnes omat vi allerede bruker en del av inntek-tene fra Nordsjøen – både til å dekkeopp eksportunderskuddet for fastlands-økonomien, og til å finansiere under-skuddet på offentlige budsjetter.

Jeg har lyst til å komme med noenkommentarer knyttet til den offentligedebatten om bruk av oljepengene – en

debatt jeg ofte opplever som noe kao-tisk, noe tåkelagt og svært nærsynt. Deter faktisk slik at det er fristende åhevde at oljemilliardenes eneste trage-die for Norges del er den effekten dehar på den offentlige debatt. Satt påspissen virker de som en magnet på alldiskusjon, og løsningen på de flesteproblemer er knyttet opp mot bruk –ikke-bruk av disse midlene. Dermedfjerner de fokuset fra andre viktigespørsmål, som for eksempel politik-ernes prioriteringer mellom ulike for-mål, herunder forholdet mellom privatog offentlig sektor. Dette er et ansvarsom alltid vil være politikernes. Andreproblemstillinger oljemilliardene kanfjerne fokuset fra, er produktivitets-utviklingen i den private fastlands-øko-nomien, organiseringen av helsesek-toren og utdanningssektoren, og utfor-mingen av pensjonssystemet. Man sit-ter av og til igjen med følelsen av at fruHansen er korridorpasient utelukkendefordi økonomene har sagt at vi ikke kanbruke mer av oljepengene, og dettefinner jeg sterkt misvisende, ja rent utsagt direkte galt.

I tillegg er det påtakelig hvor sterktdebatten om bruken av oljepengene erkorrelert med oljeprisen. Etter å halevd med oljen i Nordsjøen så passlenge som vi har, burde vi nå ha opp-fattet at oljeprisen svinger. Nettoppderfor burde de langsiktige betrakt-ningene være mer framme i disku-sjonen. Svingningene i eksportover-skuddet inklusive olje og gass gjennomde siste årene gir oss en viktig illustra-sjon på betydningen av varierende olje-priser. Så sent som i 1998 tilsvarte det-te eksportoverskuddet kun 0,4 prosentav BNP, mot 7,5 og 16,6 prosent i hen-holdsvis 1997 og 1999.

Det er et viktig skille jeg skulleønske kom klarere fram i debatten. Og

det er skillet mellom to hovedproblem-stillinger, på den ene siden forvaltnin-gen av oljeformuen og på den andresiden forholdet mellom tilbud og etter-spørsel i økonomien på kort sikt.

Oljen i grunnen er en formue. Når vipumper den opp og selger den, kan vivelge ett av to. Vi kan bruke inntektenefra salget umiddelbart, eller vi kanplassere dem i ulike kapitalobjekter.Velger vi det første, spiser vi av for-muen. Velger vi det siste kalles det enomplassering av formue. Vi gjør i prak-sis noe midt i mellom: Vi spiser noe ogomplasserer resten. Passer vi på at viikke bruker mer enn avkastningen,tærer vi heller ikke på formuen.

Kanskje er begrepet oljeinntektermisvisende så lenge det dreier seg omsalg av en ikke-fornybar ressurs. Vifjerner fokus fra det faktum at det drei-er seg om en formue, og begrepet gjørdet også vanskeligere, for de politik-erne som skulle ønske det, å spille påden norske grunnholdningen om «ikkeå skusle bort arvesølvet».

Hvor mye vi skal tære på formuen,er først og fremst et politisk spørsmålog dreier seg om hvem som har rett tilden. Er det vi som lever i Norge akku-rat nå, eller ønsker vi å bevare noe avformuen til framtidige generasjoner?Det dreier seg også om hva bruken avoljepengene gjør med økonomien vår,og er dermed et spørsmål om hva slagsøkonomisk struktur vi ønsker.

Gitt at vi ikke skal bruke formuen isamme fart som vi pumper den opp,men ønsker å omplassere den i andre

AAkkttuueellll kkoommmmeennttaarr

22

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

■ ■ ■ INGVILD SVENDSEN1:

Oljeformuen – tæring eller sparing?

Ingvild Svendsen er seniorrådgiver i

Forskningsavdelingen Norges Bank.

1 Synspunktene som kommer til uttrykk i dennekommentaren er forfatterens egne og er ikkenødvendigvis sammenfallende med NorgesBanks synspunkter. Kommentaren er stort settidentisk med en forberedt kommentar tilforedraget «Oljemilliardenes tragedie» påForskermøte for økonomer, 9. januar 2001.

objekter, finnes det flere å velge mel-lom. Viktige kriterier for plasseringenemå være avkastning og samlet risiko.Diversifisering er et nøkkelord. Et vik-tig motiv for å ikke beholde formuensom olje i grunnen, må nettopp være atvi ønsker å oppnå en optimal kombina-sjon av forventet avkastning og risikopå landets formue. På grunn av for-muens størrelse er det svært begrensethvor mye som kan plasseres innen-lands. Investeringer i infrastruktur oghumankapital er eksempler på innen-landske investeringer.

Gitt at man blir enige om hvordanman mener oljeformuen skal fordelespå nålevende og framtidige genera-sjoner, får man dernest ta stilling tilhvor mye man kan øke etterspørselenmed i en gitt periode. Men da må visamtidig ta stilling til hvordan denneetterspørselen skal møtes. I intertem-porale optimaliseringsmodeller ønskerfolk å ta økt formue ut i både økt kon-sum og økt fritid. Det er nå en gang slikat oljeformuen gir oss forbruksmulig-heter, men ikke folk som tilbyr arbeid.Benyttes statens oljeinntekter tilkontantstøtte, nedsatt pensjonsalder ogskattelettelser, vil man kunne oppleveat oljeformuen fratar oss potensiellarbeidskraft.

Oljeformuen gir landet som helhetanledning til å forbruke mer, og dengjør det mulig å øke innsatsen i offent-lig sektor. Mange av de uløste oppga-vene det rettes søkelys på er da ogsåoffentlige oppgaver. Men skal dissemulighetene innfris må man samtidigakseptere kostnadene i form av en vrid-ning i næringsstrukturen i retningstørre skjermet sektor, større offentligsektor og redusert konkurranseutsattsektor. Skal man øke arbeidsinnsatsen ioffentlig sektor må man også godta envridning i relative lønninger mellomprivat og offentlig sektor. Man må ogsågodta at disse vridningene ikke kanskje over natta.

Dette er imidlertid igjen politiskeprioriteringer. Som samfunnsøkono-mer kan vi peke på valgmuligheter ogbegrensninger. Men vi skal ikke brukessom alibi for beslutninger politikerneikke ønsker å ta. Jeg må innrømme atjeg oppfatter det som noe urettferdignår vår faggruppe blir framstilt somden gjerrige gnieren som ikke tillaterde andre litt moro.

Men samtidig er det kanskje dengjerrige gnieren vi er – redde for at deandre skal gå aldeles av skaftet? Et avargumentene for å bruke oljemilliarde-ne til en fondering av folketrygden, harnettopp vært behovet for å binde poli-tikerne til masten - begrense deres iveretter å spise av formuen. Dette vil gi enøremerking av formuen til et «verdig»formål, selv om man av og til har enfølelse av at framtidige pensjonister ogskatteinnbetaleres ve og vel her be-nyttes som en stråmann.

Et ankepunkt mot denne strategien,er at det vil gi en vilkårlig formuesopp-bygging i forhold til blant annet forde-lingen av oljeformuen på ulike genera-sjoner. På sett og vis begynner man ifeil ende. I tillegg kan en slik fonderinggi en feilaktig oppfatning av at «altannet kan vi bruke». Vi fjerner dermedfokuset fra de aktuelle begrensningenei økonomien, og fra diskusjonen knyt-tet til hvilken næringsstruktur vi ønskerpå noe lengre sikt.

En mindre vilkårlig regel for løp-ende bruk av oljeformuen, er å knyttebruken til avkastningen på formuen.Denne regelen er imidlertid heller ikkeknyttet til hvilke grenser tilbudssiden iøkonomien setter, og den kan føre tilbrå svingninger i hva man kan brukehvis den følges for slavisk.

De siste par årene har vi vært heldi-ge og hentet ut store oljemengder i enperiode med høye oljepriser. Den plan-lagte omplasseringen av olje i grunnentil penger på bok har så langt gitt oss enraskere oppbygging av petroleumsfon-det enn hva vi på forhånd forventet.Hvordan utviklingen blir videre, er detingen som vet, så beslutningene vi tar,tas fortsatt under usikkerhet.

Vi er muligens blitt så rike at vi medgod samvittighet kan bruke noe merenn vi allerede gjør, til tross for at dettevil gi en vridning mot en større skjer-met sektor. Men la oss i så fall gjøre detmed viten og vilje. ■

Aktuell kommentar

23

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

FF LL YY TT TT EE TT ??Vi vet ikke om våre abonnenterflytter mer enn andre, men detvirker slik. Hver måned får vi tids-skrifter i retur fordi adressaten harflyttet. Spar oss for ekstra porto ogdeg selv for forsinkelser. Meldflytting pr. telefon 22 41 32 90,telefax 22 41 32 93 eller skriv til oss.

Samfunnsøkonomenes Fo ren ingPostboks 8872 Youngstorget0028 OSLO

Navn: ................................................... Ab.nr./medl.nr ............................

Ny adresse: .............................................................................................

..............................................................................................................

AARRTTIIKKKKEELL

24

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

Artikkelen argumenterer for at positive nyheter omnasjonalinntekten bør følges opp med en øko-nomisk politikk som gir økt konsum. Videre argu-

menteres det for at Finansdepartementets metode formåling av statens tidligere bruk av oljeinntekter harsvakheter. Artikkelen argumenterer deretter mot å lageutvidete formuesbegreper for offentlig forvaltning somregner statens brutto pensjonsforpliktelser som privatformue. Korrigering av offentlig formue for bruttopensjonsforpliktelser er problematisk fordi de beregnedeunderskudd er sensitive overfor bokføringskonvensjonersom ikke har noen klar realøkonomisk betydning.

1. INNLEDNING

Nasjonalbudsjettet for 2001 (NB 2001) har ført til ny debattom bruk av oljeinntekter. Som kjent la det opp til et littlavere oljekorrigert underskudd i statsbudsjettet enn i 2000.Hensikten var å holde den anslåtte «olje-, rente- og aktivi-tetskorrigerte budsjettindikatoren» uforandret i forhold tiltrend-BNP for Fastlands-Norge, jf. Boks 3.2 i NB 2001(s.84). Dermed skulle finanspolitikken virke stabiliserings-politisk nøytralt på norsk økonomi. Et av formålene meddenne artikkelen er å argumentere for at denne innretningenav finanspolitikken mot kortsiktige stabiliseringsmål kan

stride mot velferdsøko-nomiske kriterier for av-veining av konsum overtid.

Hvor mye av oljeinntektene erbrukt?

Nasjonalbudsjettet haddeogså en beregning avhvor meget oljeinntektersom er blitt brukt overstatsbudsjettet i de siste30 årene, jf. Boks 3.1«Hvor mye oljeinntekterer brukt over offentligebudsjetter?» i NB 2001(s. 72). I denne bereg-ningen ble den akkumu-

lerte sum av de oljekorrigerte underskudd i statsbudsjettet(målt i 2000 kr.) sett i forhold til den akkumulerte sum avstatens kontantstrøm fra petroleumsvirksomheten (også i2000 kr.). Det ble konkludert med at ca. 75 prosent av olje-inntektene hadde blitt brukt hittil, en konklusjon som har fåttstor gjennomslagskraft i den norske debatten. I en artikkel iSosialøkonomen nr. 8 etterlyser Gjersem, Olsen og Wahl(2000) en bedre begrunnelse for at jeg fant beregningen avden tidligere bruk av oljeinntekter i Boks 3.1 i NB 2001 «liteoverbevisende». Det var ikke min mening å påstå dette utenen nærmere faglig begrunnelse. Et formål med denne artik-kelen er nettopp å gi en slik begrunnelse.

En svakhet ved denne beregningen er at den hviler på be-greper for offentlig inntekt og formue som ikke virker natur-lige i langsiktige analyser, og som dessuten er forskjelligefra formues- og inntektsbegreper som anvendes andre stederi NB 2001. Velger man et mer naturlig oljeinntektsbegrepsom også fanger opp økningen i petroleumsformuen på sok-kelen, ville konklusjonen bli at en mindre andel av oljeinn-tektene er brukt hittil enn 75 prosent. Et annet problem somikke er kommet klart frem i den norske debatten, er at det ervisse iboende vanskeligheter knyttet til å måle hvor megetoljeinntekter som er brukt eller ikke brukt. Disse vanskelig-hetene henger sammen med at spørsmålet egentlig kreverkontrafaktiske analyser av hvordan norsk økonomi hadde ut-viklet seg uten oljeinntekter.

Generasjonsregnskap og pensjonsforpliktelser

Nasjonalbudsjettet refererte også til en beregning av gene-rasjonsregnskapet som tydet på «omlag balanse» (s. 90). Detkan litt upresist tolkes som at finanspolitikken kan videreføresi samme spor uten at det krever senere innstramninger sominnebærer større netto skattebelastning (hensyn tatt til over-føringer) på fremtidige generasjoner. Beregninger basert pådenne metoden har vist at generasjonsregnskapet har værtomtrent i balanse i flere år. I tillegg har Nasjonalbudsjettetdenne gang også en beregning av et korrigert underskuddsbe-grep for offentlig forvaltning, kalt «reell formuesendring foroffentlig forvaltning» som viser en oppsiktsvekkende nedbyg-ging av offentlig formue på 43,2 mrd. kr., jf. Boks 3.3«Offentlige finanser og pensjonsforpliktelsene» i NB 2001(s.91).

Min kommentar til nasjonalbudsjettet i Sosialøkonomennr. 7 (Steigum, 2000) hadde noen kritiske merknader til

■ ■ ■ ERLING STEIGUM:

Formuesberegninger, bruk av olje-inntekter og Nasjonalbudsjettet 2001

Erling Steigum er professor isamfunnsøkonomi vedHandelshøyskolen BI.

Artikkel

25

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

dette utvidete formuesbegrepet, hvilket også ble referert iAftenposten. Gjersem, Olsen og Wahl (2000) forsvarerdenne beregningen og fastholder at den er nyttig som ensupplement til generasjonsregnskapet. Samtidig fremheverde at hensikten med å introdusere det nye formuesbegrepethar vært den beste. For ordens skyld vil jeg presisere at detikke var min mening å så mistanker om motiv. Jeg tviler ikkepå at hensikten har vært den beste og beklager at mineformuleringer i kommentaren i Sosialøkonomen kunne blitolket på denne måten.

Nok et formål med denne artikkelen er å analyseresammenhengen mellom det utvidete formuesbegrepet foroffentlig forvaltning i Boks 3.3 i NB 2001 og generasjons-regnskapet. Spesielt er det behov for å forklare hvorfor detutvidete formuesbegrepet viser en betydelig nedgang samti-dig som generasjonsregnskapet viser balanse. En konklusjonfra denne analysen er at en tolkning av det utvidete formues-begrepet som formue i offentlig forvaltning, krever at noe avdet som i dag kalles skatter i offentlig regnskap, må omdefi-neres som lån fra privat sektor til offentlig forvaltning. Enslik omlegging av bokføringen som simulerer et privatisertsystem med et pensjonsfond på hele 3000 mrd. kr., vil like-vel ikke påvirke balansen i generasjonsregnskapet.

Behov for begrepsopprydding

I den norske debatten rår det en viss usikkerhet knyttet tilforholdet mellom de ulike overskudds- og formuesbegrepersom brukes i nasjonalbudsjettet, samt hvordan slike bereg-ninger henger sammen med generasjonsregnskapet. Et viktigformål med min artikkel er å bidra til en begrepsoppryddingsom kan gjøre det lettere å se de ulike boksene i NB 2001 isammenheng.

Hovedkonklusjonen min er man kun bør bruke ett offentligformuesbegrep for offentlig forvaltning for langsiktige analy-ser enten de er tilbakeskuende eller fremoverskuende, samt atdette formuesbegrepet inneholder en beregnet petroleumsfor-mue på sokkelen. Et slikt formuesbegrep er allerede godt inn-arbeidet i Norge. Det er imidlertid grunn til å være varsommed å trekke fra «pensjonsforpliktelser» som gjeld i formues-begrepet for offentlig forvaltning. Befolkningsaldring og øk-ningen i pensjoner i fremtiden fanges uansett opp av genera-sjonsregnskapet. Korrigering av offentlig formue for bruttopensjonsforpliktelser har liten hensikt fordi de beregnede un-derskudd er sensitivt overfor bokføringskonvensjoner somikke har noen klar realøkonomisk betydning.

Mine merknader i denne artikkelen er ment å være kon-struktive. Det er meget positivt at Finansdepartementet pre-senterer analyser som kan kaste mer lys over bruken av olje-inntekter og handlefriheten i budsjettpolitikken. På dennemåten inviterer departementet til en åpen og faglig fundertmeningsutveksling som kan bidra til gode analyser i fremti-dige nasjonalbudsjetter og langtidsprogram.

Disposisjon

I neste avsnitt drøftes spørsmålet om avveining av konsumover tid når det skjer uventede endringer i statens oljeinntek-ter. I avsnitt 3 tar vi for oss måling av tidligere bruk av olje-

inntekter. I avsnitt 4 analyserer vi sammenhengen mellomdet utvidete formuesbegrep brukt i Boks 3.3 og generasjons-regnskapet, og forklarer hvorfor generasjonsregnskapet girmer robuste konklusjoner om den langsiktige bærekraften ifinanspolitikken, konklusjoner som ikke avhenger av spesi-elle bokføringskonvensjoner. For å bringe klarhet i begreps-bruken og få frem sammenhengene mellom de ulike formu-es- og inntektsbegrepene, er noe formell analyse nødvendig.Ligningene er samlet i Boks 1.

2. «WINDFALL» INNTEKT, SPARING OG KONSUM

Tabell 1 viser de store endringene i anslagene for eksport-overskudd og statlige finansinvesteringer i 2000 og 2001 i desiste års nasjonalbudsjetter. Tabellen illustrerer at Norge i århar vunnet i «det globale lotto» ved at offentlig sektor har fåtten gledelig stor, uventet ekstrainntekt i utenlandsk valutasom følge av oppgangen i oljeprisen. Nettofinansinvesteringfor offentlig forvaltning (NFI) for år 2000 er blitt oppjustertmed over 100 mrd. kr. siden forrige års nasjonalbudsjett, ogden endelige oppjusteringen ble enda større enn nasjonalbud-sjettets forsiktige anslag for 2000. Den neste linjen i tabellenviser at oppjusteringen av NFI for år 2000 henger sammenmed en økning i anslaget for summen av oljeskatter og over-føring fra offentlig forretningsdrift. Trekker vi disse postenefra NFI, står man igjen med omtrent null i «korrigert NFI» (3.linje), både når vi bruker fjorårets og årets anslag for år 2000.Grovt regnet går derfor hele den uventede offentlige eks-trainntekten i 2000 til finansinvestering.

Hva med neste år?

Selv om Finansdepartementet har et oljeprisanslag for nesteår som i lys av nyere informasjon virker noe pessimistisk,blir anslaget for NFI i nasjonalbudsjettet meget høyt også for2001. Men nå ser vi at den korrigerte NFI blir positiv (13,5mrd. kr.). Ikke noe av de uventede offentlige ekstrainntekte-ne i 2000 og 2001 ønskes altså brukt i 2001 heller, snareretvert i mot. Selv utenom oljeinntektene er NFI positiv ogøkende. Det «oljekorrigerte» underskuddet i statsbudsjettet(linje 4) går også ned i det opprinnelige forslag til statsbud-sjett.

Den gode nyheten om oljeprisen er imidlertid verd mer foroffentlig sektor enn det Tabell 1 viser, fordi det er rimelig åoppjustere forventningsverdiene for statens oljeinntekter i deneste årene også. Hvor meget avhenger av hvilken persistensman antar det er i oljeprisen, altså i hvilken grad endringer ioljeprisen tenderer å vedvare. Dette er usikkert og vi larspørsmålet ligge. Selv om persistensen er liten, vil en «wind-fall» inntekt øke landets permanentinntekt. På grunn av olje-prisrisikoen som Norge bærer selv, kan vi ikke unngå at olje-prisfluktuasjoner fører til at permanentinntekten og det sam-lede konsum må tilpasses løpende i lys av ny informasjon.Ifølge den enkle permanentinntektsteorien (se Hall (1978)og Abel (1990)), skal gode nyheter om landets inntekt gigrunnlag for en marginal økning i forventet konsum både påkort og lang sikt. Teorien er for enkel til å kunne anvendesukritisk i en makroøkonomisk kontekst, blant annet bør detogså trekkes inn vurderinger knyttet til behov for «precauti-

Artikkel

26

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

onary saving» og spesielle makroøkonomiske forhold.Likevel gir den et nyttig tankeskjema for avveining av kon-sum over tid i en oljeavhengig økonomi som den norske.

Hva med husholdningenes realinntekt?

Men det er et viktig forhold til som ikke er kommet klartfrem i debatten: For husholdningene fører ikke oljeprisøk-ningen til noen lottogevinst, men tvert i mot til et tap av rea-linntekt gjennom dyrere bensin, fyringsolje o.l.1 Statens inn-tektsøkning er derfor noe større enn økningen i nasjonalinn-tekten og har følgelig gått litt på bekostning avhusholdning-enes realinntekt. Før man tar opp spørsmålet om hvor storkonsumøkning som den uventede økningen i nasjonalinntek-ten kan rettferdiggjøre, hadde det vært naturlig med en inn-tektskompensasjon til husholdningene slik at de i hvert fallikke tapte på oljeprisøkningen.

Det oljekorrigerte underskuddet i statsbudsjettetfanger ikke opp at privat sektors realinntekt avhenger av ol-jeprisen. Målet om å redusere det oljekorrigerte underskud-det fører derfor til at de aller fleste ser ut til å tape litt rea-linntekt som følge av statens «lottogevinst». Nasjonalbud-sjettet legger faktisk opp til et lavere anslag for konsumvekst(målt i faste priser) neste år enn det som lå til grunn i

Revidert nasjonalbudsjett, jf. Tabell 1. Fra en velferdsøkono-misk synsvinkel virker ikke dette som en god politikk, mendet kan forklares ved at finanspolitikken i Norge primærtskal innrettes mot kortsiktig konjunkturstyring. Nasjonal-budsjettets analyser fokuserer i liten grad på hvilket konsumsom er ønskelig på kort og mellomlang sikt i lys av velferds-betraktninger, kanskje fordi mellommålet «oljekorrigertbudsjettunderskudd» nesten har fått en rolle som endelig målfor budsjettpolitikken i praksis.

3. HVOR MYE OLJEINNTEKTER ER BRUKT?

Beregningen av hvor mye oljeinntekter som er brukt overstatsbudsjettet i de siste 30 år (Boks 3.1 i NB2001) viser atakkumulerte oljekorrigerte underskudd er ca. 800 mrd.2000-kr., som er litt under 75 prosent av akkumulert nettokontantstrøm (ca. 1100 mrd. kr.). Denne beregningen kantolkes slik at bruk av oljeinntekter blir målt som alle under-skudd på statsbudsjettet når kontantstrømmen holdesutenom. Hvis vi ikke hadde hatt oljeinntektene, ville altsåunderskuddene vært lik null. Vi kommer tilbake til denneimplisitte forutsetningen nedenfor.

Beregningen hviler på at kontantstrøm fra oljevirksomhe-ten er brukt som inntektsbegrep. Imidlertid har kontantstrømvelkjente svakheter som inntektsbegrep slik det også påpe-kes et annet sted i NB 2001, jf. Boks 3.3. Nok et problem erat statsbudsjettets begrep for kapitalinntekter ikke inkludererinntekter fra statlige fond som bokføringsmessig er holdt påsiden av statsbudsjettet. Virkningen av denne utelatelsen erat de oljekorrigerte underskudd overvurderes (bruken avoljeinntekter overvurderes). Det taler for å utvide sektorav-grensningen ved beregning av oljekorrigert underskudd vedå se på hele offentlig forvaltning. Det har dessuten den fordelav sektorbegrepet blir det samme i Boks 3.1 og Boks 3.3 iNB 2001.En klargjøring

For å klargjøre sammenhengen mellom begrepene, har vi iBoks 1 satt opp noen stiliserte regnskapssammenhenger.Størrelsen At i ligning (1) er realverdien av offentlig forvalt-nings nettofordringer på andre sektorer ved starten av år t.Økningen i A fra 1971 til 2000 svarer i følge ligning (2) tildifferansen mellom akkumulert kontantstrøm fra petro-leumsvirksomheten og de akkumulerte oljekorrigerte under-skudd i offentlig forvaltning i denne perioden og ligger nærdet nasjonalbudsjettet tolker som «ikke-brukt oljeinntekt».2

Med andre ord: Ikke-brukt oljeinntekt kommer frem som enøkning i realverdien i nettofordringene til offentlig forvalt-ning. Ved å se de akkumulerte oljekorrigerte underskudd iforhold til akkumulert kontantstrøm (ligning (3)), fremkom-mer bildet av at det meste av oljeinntektene som staten hittilhar opptjent, er brukt.

1 Unntaket er husholdninger med store nok aksjeposter i oljeselskaper.2 Som nevnt bruker nasjonalbudsjettet en snevrere sektoravgrensning enn

«offentlig forvaltning», hvilket ekskluderer noen fondsinntekter somegentlig skulle vært tatt med i definisjonen av «oljekorrigert under-skudd». På den annen side er realrente og ikke nominell rente detkorrekte rentebegrepet. Hvis nominell rente er brukt i beregningen, vildet trolig ha ført til en undervurdering av størrelsen på de oljekorrigerteunderskudd i perioden.

Tabell 1 Finansdepartementets anslag 2000 og 2001

År for anslag 2000 2000 2001 2001

Budsjett NB2000 NB2001 RNB2000 NB2001

NFI off. forv.(mrd. kr.)1) 91,4 197,9 176,3

Oljeskatt+off. forr.drift2)

(mrd. kr.) 88,5 195,8 162,8

Korr. NFI off. forvaltn. (mrd. kr.)3) 2,9 2,1 13,5

Oljekorr.overs. statsbudsjettet (mrd. kr.) -13,3 -17,8 -12,0

Eksportover-skudd (mrd. kr.) 104,4 223,8 143,5 188,9

Privat konsum(prosent vekst) 2,0 2,9 3,0 2,4

Off. konsum oginvestering (prosent vekst) 1,1 2,6 1,7 1,5

Kilde: Nasjonalbudsjettet 2001

1) Nettofinansinvestering i offentlig forvaltning (nasjonalregnskapetsdefinisjoner).

2) Oljeskatter pluss overføringer fra offentlig forretningsdrift, offentligforvaltning (nasjonalregnskapets definisjoner)

3) Nettofinansinvestering i offentlig forvaltning etter fratrekk for oljeskatterog overføringer fra offentlig forretningsdrift.

Artikkel

27

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Bedre inntekts- og formuesbegreper for langsiktige analyser

Kontantstrøm er ikke et godt inntektsbegrep fordi det ikkefanger opp at statens petroleumsformue systematisk endrerseg over tid. I boks 1 har vi derfor inkludert en beregnetpetroleumsformue (W) i formuesbegrepet for offentlig for-valtning. Det utvidede formuesbegrepet er kalt B = A + Wmed tilhørende inntektsbegrep rB. Dette inntektsbegrepetbetyr at de akkumulerte oljeinntekter defineres som summenav renteavkastningen fra petroleumsformuen i stedet forsummen av tidligere kontantstrøm. Av (5) og (6) ser vi at detutvidete formuesbegrepet bidrar til at uttrykket for den andelav tidligere oljeinntekter som staten har brukt, går ned der-som petroleumsformuen har økt gjennom den periode manser på. Hvis vi ser på perioden fra petroleumsformuen varnull til i dag, skal hele dagens petroleumsformue regnes somakkumulert ikke-brukt oljeinntekt i tillegg til veksten i netto-fordringene A. Settes dagens petroleumsformue til for ek-sempel 1700 mrd. kr. i ligning (6), blir konklusjonen at 2/7av oljeinntektene er brukt hittil.

Det virker intuitivt rimelig. Offentlig sektor har i løpet avde siste 30 år bygget opp en betydelig formue som til dels eren nåverdi av forventet fremtidig kontantstrøm fra petro-leumsvirksomheten. Dersom man tolker bruk av oljeinntek-ter som bruk av kontantstrømmen, og sier at vi har brukt oppdet meste av oljeinntektene frem til i dag, ser man bort fra attidligere investeringer har gitt staten en stor, ikke-belånt for-mue på sokkelen. Alternativt kunne politikerne ha brukt meroljeinntekter ved å bygge ned nettofordringene uten å tærepå samlet formue.

Om 10-15 år vil petroleumsformuen trolig ha sunketvesentlig selv om kontantstrømmen fortsatt kan være betyd-ningsfull. Da vil en tilbakeskuende beregning av bruk avstatens oljeinntekter undervurdereden reelle bruken hvismetoden i Boks 3.1. benyttes.

Begrensninger og innvendinger

Likevel kan det reises flere innvendinger mot beregningerbasert på ligning (6) i Boks 1. For det første kan det argu-menteres med at offentlig sektor hadde økt sin formue i desiste 30 år selv uten oljepenger. I så fall er det ikke korrekt ådefinere all offentlig formuesøkning som «ikke-brukt» olje-inntekt. Dette momentet trekker isolert sett i retning av athistoriske tall for formuesøkning overvurderer hvor megetsom ikke er brukt av oljeinntekter. Med andre ord: Metodenundervurdererhvor meget som er brukt.

For det andre har vi sett bort fra at vekst i offentlig kon-sumkapital er en form for formuesøkning. Trolig ville denneveksten ha vært mindre uten oljeinntektene og i så fall over-vurderermetoden konsum av oljeinntekter fordi den under-vurderer den reelle formuesøkningen.

Og for det tredje kan de politiske myndighetene ha satt uti livet utgiftskrevende reformer som ikke hadde blitt vedtattuten oljepengene. I den grad slike reformer fører til betydeli-ge offentlige utgifter i fremtiden, gir ikke historiske tall forakkumulerte underskudd et riktig bilde av totalregningen:Bruken av oljeinntekter undervurderes.

Men disse innvendingene er også viktige hvis kontant-strøm brukes som inntektsbegrep. De er derfor ikke argu-menter for å la være å anvende et bedre inntektsbegrep foroljeinntekter i denne type beregninger. Men innvendingeneillustrerer at det ikke er uproblematisk å avgjøre hva en harbrukt ved å se på regnskapsoppstillinger. Det springendespørsmålet er kontrafaktisk: Hvordan hadde offentlige finan-ser og norsk økonomi utviklet seg uten petroleumsforekom-ster på kontinentalsokkelen?

4. PENSJONSFORPLIKTELSER, FORMUE OG GENERASJONSREGNSKAP

I Boks 3.3 i NB 2001 tas det utgangspunkt i et formues-begrep for offentlig forvaltning som svarer til B = A + W iforrige avsnitt, men det blir ytterligere korrigert for en bereg-net nåverdi som representerer statens pensjonsforpliktelsertil dagens yrkesaktive og pensjonister. Det er denne formues-endringen som ble anslått til minus 43,8 mrd. kr.

Jeg er enig med Gjersem, Olsen og Wahl (2000) at det kanvære nyttig å få illustrert at dagens høye tall for overskudd ioffentlig forvaltning ikke gir et godt bilde av handlefriheten ibudsjettpolitikken. Men tolkningen av den beregnede ned-gangen i det nye formuesbegrepet er problematisk. Mittsynspunkt var at man ikke kan tolke beregningen slik atstaten egentlig sparer for lite i et langsiktig perspektiv(Steigum 2000). Svaret fra finansdepartementet går ikkenærmere inn på dette tolkningsproblemet. Men det oppklareren misforståelse fra min side om at det beregnede under-skuddet skyldtes manglende konsistens mellom strømnings-og beholdningsbegreper. Som jeg skal forklare nedenfor,hang denne misforståelsen sammen med at «offentlig for-valtning» ikke er en korrekt sektorangivelse for formuesen-dringen. Det er derfor viktig å bringe mer klarhet i sektor-begrepet, samt hvordan det beregnede underskuddet skaltolkes.

I Boks 1 har vi presentert noen inntekts- og formuessam-menhenger som belyser et korrigert formuesbegrep av dentype som ble drøftet i Boks 3.3 i NB 2001. Vi har kalt nåver-dien av opparbeidede pensjonsrettigheter for D, slik at B - Der det korrigerte formuesbegrepet. Størrelsen D ble i nasjo-nalbudsjettet anslått til 3000 mrd. kr. ved utgangen av 2001.Den inkluderer også fremtidige forventede minstepensjonerog pensjoner til uføre og etterlatte, og er basert på en vissforventet reallønnsvekst på lang sikt. Som nasjonalbudsjettetpåpeker, er ikke fremtidige skatter på utbetalte pensjonertrukket fra i beregningen av D. Hadde man i stedet kun tattmed pensjonsforpliktelser utover minstepensjon, ville samletforpliktelse utgjort ca. 650 mrd. kr. ved utgangen av 2001,regnet brutto uten fradrag for fremtidig inntektsskatt på dissepensjonene. Med en så stor beregnet brutto pensjonsgjeldsom 3000 mrd. kr. blir nettoformuen (B - D) en betydelignetto gjeldspost. Endringen av D gjennom et år går frem av(7) i Boks 1, og av ligning (8) ser vi at endringen i det korri-gerte formuesbegrepet kan uttrykkes som

∆(B - D) = r(B - D) + T - NR - G.

Her er NR lik nåverdien av pensjonsrettigheter opparbeidet iløpet av året.

Artikkel

28

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

To mulige tolkninger

Bokføringen knyttet til det nye formuesbegrepet kan tolkespå to måter:1) D er en beregnet gjeld som det offentlige har til privat

sektor, samtidig som D legges til privat formue. 2) Det skilles ut et statlig, rentebærende pensjonsfond som

egen regnskapsenhet. Fondet er like stort som D. Opp-stillingen ovenfor viser i så fall regnskapet for offentligforvaltning utenomdette pensjonsfondet.

Svaret til Gjersem, Olsen og Wahl (2000) klargjør at den an-dre tolkningen ble lagt til grunn, slik også Moland-utvalgetgjorde. Men i så fall er det ikke korrekt å kalle ∆(B - D) forformuesendring for offentlig forvaltning. Siden det statligepensjonsfondet er en del av denne sektoren, er offentlig for-valtnings formue lik B uansett hvordan pensjonsforpliktelserdefineres og beregnes. Utskillelse av et eget pensjonsfond ioffentlig forvaltning, uten at finanspolitikken endres, vil hel-ler ikke få betydning for balansen i generasjonsregnskapet.Vi kommer tilbake til generasjonsregnskapet nedenfor.

Hvis man velger den første tolkningen av D, slik at ∆(B - D)er et mål på formuesendring for hele offentlig forvaltning, måman nødvendigvis betrakte D som en gjeld til privat sektor.Denne tolkningen av D innebærer i så fall at noe av det som idag kalles skatter og avgifter i stedet må bokføres som offent-lig sektors låneopptak fra privat sektor. Denne endrete bok-føringen forskyver sparing og formue fra offentlig til privatsektor.

Budsjettunderskudd og generasjonsregnskap

I Boks 1 har vi sett nærmere på sammenhengen mellom detnye formuesbegrepet (med tilhørende underskuddsbegrep) oggenerasjonsregnskapet.3 For å få enkle formler ser vi på enøkonomi som vokser jevnt. Generasjonsregnskapet bygger påden intertemporale budsjettbetingelsen for offentlig forvalt-ning, se (9). Denne betingelsen sier at nåverdien av alle of-fentlige utgifter skal være lik initial formue pluss nåverdienav alle skatter og avgifter. I generasjonsregnskapet fordelesmange av inntekts- og utgiftspostene på ulike aldersgrupperslik at det blir mulig å sammenligne netto skattebyrde overlivsløpet for nålevende og fremtidige generasjoner. Nettoskattebyrde er definert som forventede skatter og avgifter mi-nus pensjoner og andre overføringer, neddiskontert og måltsom nåverdi over resterende livsløp. Følgende oppstilling avden intertemporale budsjettbetingelsen står sentralt i genera-sjonsregnskapet (og svarer til ligning (10) i Boks 1):

NV(utgifter) = Formue + NV(nettoskatt nålevende) +NV(nettoskatt fremtidige)

Her står NV for nåverdi, og som utgifter regnes kun de of-fentlige utgifter til varer og tjenester som ikke lar seg forde-le på aldersgrupper. Formue svarer til den offentlige formuenved starten av beregningsåret (periode null = år 2000). De tosiste postene i ligningen gir grunnlag for å måle graden avoverveltning av skattebyrder på fremtidige generasjoner. INorge har generasjonsregnskapet vært i omtrent balanse iflere år og ble styrket av oppgangen i oljeprisen i 2000. Hvasom menes med balanse er nærmere forklart i Boks 1.

Ligning (10) svarer til nåverdisammenhengen ovenfor ogviser virkningen av å skille ut statens brutto pensjonsforplik-telser som egen gjeldspost (D) for offentlig forvaltning isamsvar med tolkning 1 ovenfor. Det betyr at vi regner somom de yrkesaktive skyter inn pensjonsinnskudd til det offent-lige i stedet for å betale en tilsvarende skatt. I stedet for pen-sjoner får de tilbakebetalt pensjonskapital tillagt renter, menvi antar at man betaler samme skatt som pensjonist som før.Det nye generasjonsregnskapet har nå en betydelig lavere in-itialformue lik (B0 - D0). Men samtidig får nålevende gene-rasjoner som enten er pensjonister eller i yrkeslivet en størrenåverdi av nettoskatt over resterende livsløp enn før (svaren-de til ∆Nk0 for nålevende generasjon nr. k) fordi den tidligerenåverdi av pensjoner ikke lenger kommer som fradrag. Densistnevnte posten er større enn nedgangen i nåverdi av skatt iden yrkesaktive perioden og fører til at nettostørrelsen ∆Nk0blir positiv.4 Summen av disse økte nåverdiene av skatt foryrkesaktive og pensjonister må være lik D0. I nåverdisam-menhengen ovenfor blir virkningen av endret bokføring atposten formue går ned og posten NV(nettoskatt nålevende)går tilsvarende opp. Større nåverdi av nettoskatt motsvaresimidlertid av større privat formue (lån til staten). Det følgerat slik redusert skatt og redusert pensjon er definert, vil ikkedenne endrede definisjonen av privat og offentlig formueforandre den økonomiske situasjonen til noen generasjon.Uansett hvor omfattende man definerer den nye pensjons-gjelden til staten, vil derfor generasjonsbalansen ligge fast.

Budsjettunderskuddet betyr ikke ubalanse i generasjonsregnskapet

Størrelsen (og fortegnet) på budsjettoverskuddet er imidler-tid avhengig av hvor omfattende D er definert. Det følger avat bådeB og D vokser med raten (n + g) langs økonomiensvekstbane. Som det fremgår av ligning (11), er underskuddet∆(B - D) derfor bestemt av den langsiktige vekstraten, samthvor omfattende man definerer pensjonsgjelden, eller even-tuelt om man også utvider D ved å «fondere» andre fremti-dige utgifter. Hvis for eksempel den langsiktige vekstraten er2,5 prosent og nettogjelden er 1000 mrd. kr., blir underskud-det 25 mrd. kr. Men et viktig poeng er at størrelsen på detteunderskuddet ikke signaliserer noe om den langsiktigebalansen i finanspolitikken. Vi så jo at det var balanse i detteregnskapet uansett hvor omfattende D ble definert. Derforregnes generasjonsregnskapet for å være en mer robustmålemetode for langsiktig bærekraft i finanspolitikken ennulike mål på offentlig gjeld og budsjettunderskudd.

Den opprinnelige motivasjonen for generasjonsregnskapetvar ifølge Laurence Kotlikoff en forvirrende debatt knyttettil ulike offentlige underskuddsbegreper i USA. Politikernehadde incentiv til å styrke budsjettbalansen ved oppfinnsombokføring, men uten at det endret inntektsfordelingen mel-lom generasjoner. Fokus i den politiske debatten ble ofte for-skjøvet mot bokføringsspørsmål uten sammenheng medrealøkonomiske forhold. Fordelen med generasjonsregn-

3 En god oversikt over generasjonsregnskap som metode for å måle denlangsiktige balansen i finanspolitikken gis av Auerbach, Gokhale ogKotlikoff (1994). Beregninger for Norge er gjort nærmere greie for iGjersem og Steigum (1994) og Steigum og Gjersem (1999).

skapet er at det er robust overfor endringer i betegnelser påregnskapsposter, slik vi så ovenfor. Generasjonsregnskapetgir samme resultat uansett hvor vidt eller snevert mandefinerer offentlig formue eller gjeld, bare det er konsistensmellom strømnings- og beholdningsbegrepene i oppstilling-en av den intertemporale budsjettsammenhengen. Formues-begreper med tilhørende overskuddsbegreper i offentlig for-valtning er derimot avhengig av valg av betegnelser somikke nødvendigvis har noen klar realøkonomisk betydning.

Boks 1 Inntekts- og formuessammenhenger

Petroleumsformue og bruk av oljeinntekter

La At være offentlig forvaltnings samlede nettofordringerved starten av år t, målt som en realstørrelse (i faste 2000-kr.)med tilhørende realrente rt. Økningen i A gjennom året er:

Her er Tt er nettoskatter utenom petroleumsskatter (ogkorrigert for overføringer o.l.),Gt er utgifter til varer ogtjenester og Pt er pensjoner, alt målt i realstørrelser. CFt ernetto kontantstrøm fra petroleumssektoren. I (1) har videfinert OKU = G + P - T - rA som offentlig forvaltningsoljekorrigerte underskudd (målt i realgoder). Innsatt i (1) ogakkumulert over perioden 1971 - 2000, får vi følgende«ikke-brukte oljeinntekt» (målt med metoden i Boks 3.1 iNB 2001):

«Ikke-brukt oljeinntekt» er lik realøkningen i de offentligenettofordringene i 1971-2000. Forholdet mellom akkumu-lerte oljekorrigerte underskudd og akkumulert kontantstrømover perioden 1971-2000 kan dermed uttrykkes som

Det er dette uttrykket som tilsvarer ca. 0,75 i Boks 3.1 i NB2001.

Vi definerer statens petroleumsformue (Wt) som for-ventet nåverdi av netto kontantstrøm (målt i 2000-kr.),beregnet ved starten av år t:

Endringen i petroleumsformuen blir:.være samlet offentlig formue

ved starten av år t. Formuesendringen er

Sammenlignet med (1) ser vi at CFt er erstattet av rtWt påhøyresiden av sammenhengen. I stedet for å definere ΣCF

som summen av alle oljeinntekter i perioden, leder dette osstil å definere ΣrW som summen av alle oljeinntekter.5

Akkumulering over de siste 30 år, og bruk av (1) og (4), gir:

Akkumulert ikke-brukt oljeinntekt er med andre ord den re-elle formuesøkningen i staten fra 1971 til utgangen av år2000, inklusive veksten i petroleumsformuen.

Forholdet mellom brukte oljeinntekter og samlede olje-inntekter i perioden 1971-2000 kan nå uttrykkes som:

Sammenlignet med (3) ser vi at et mer adekvat formues-begrep bidrar til at uttrykket for den andel av tidligere olje-inntekter som staten har brukt, går ned dersom petroleums-formuen har økt gjennom perioden.

Statens pensjonsforpliktelser og generasjonsregnskapet

I NB 2001 ble formuesbegrepet B = A + Wkorrigert for øktepensjonsforpliktelser. Vi definerer gjeldsposten Dt som nå-verdien av opparbeidede pensjonsrettigheter ved starten avår t. Denne posten legges til privat formue. Veksten i D kanuttrykkes som:

Her er NRt lik nåverdien av pensjonsrettigheter opparbeidet iår t. Trekkes (7) fra (4), får vi følgende uttrykk for endringeni korrigert formue i offentlig forvaltning B - D:

La oss nå studere sammenhengen mellom generasjonsregn-skapet og de to formuesbegrepene i en økonomi som (for en-kelhets skyld) vokser jevnt. Økonomiens per capita vekstrateper år er eksogen og lik g. Befolkningen vokser med en kon-stant vekstrate n. Realrenten (r) er konstant og r > n + g.Alle makroøkonomiske per capita størrelser vokser ogsåmed vekstraten g. B vokser derfor med raten n + g per år. Deter M aldersgrupper i alt (f.eks. M = 100). Nålevende genera-sjoner er nummerert med de ikke-positive tallene fra -M+1, -M+2,…, -1, 0, der -M+1 representerer den eldste nålevendegenerasjonen. De som er født i år null (2000) representererden yngste nålevende generasjonen. Fremtidige generasjo-

4 Det er kun for de generasjoner som ennå ikke er i yrkesaktiv alder hvornåverdi av spart skatt akkurat er lik nåverdi av bortfall av pensjoner (slikat ∆Nk0 = 0).

5 Siden den korte realrenten varierer over tid (og kan være negativ) er ikkertWt lik permanentinntekten av petroleumsformuen i år t. Permanent-inntekten er lik den uendelige annuiteten til nåverdien Wt og denne vilvære en funksjon av hele det fremtidige forløpet av korte realrenter. Hvisrealrenten varierer, er det ikke noen enkel sammenheng mellom formues-endring og bærekraftig konsum. Hvis for eksempel rt er negativ og CFt erpositiv, vil selv OKUt = 0 innebære formuestæring (jf. (4)), men det ute-lukker ikke at et permanent oljekorrigert underskudd lar seg opprett-holde. Dessuten vil unormalt lav realrente på kort sikt være et argumentfor å konsumere mer enn permanentinntekten i slike perioder, forutsatt atpreferansene tillater intertemporal substitusjon.

Artikkel

29

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Artikkel

30

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

ner er nummerert fra 1 og oppover, der generasjon nr. 1 er in-divider som blir født i år 2001. Den intertemporale budsjett-betingelsen for offentlig forvaltning for år 2000 (t = 0) er:

R= 1 /(1 + r) er diskonteringsfaktoren. Venstresiden av (9) ernåverdien av offentlige utgifter (G*) som ikke er fordelt påaldersgrupper. (Utgifter som fordeles på aldersgrupperregnes som overføringer). De to leddene lengst til høyrerepresenterer nåverdiene av (gjennomsnittlig) nettoskattover resten av livsløpet for henholdsvis nålevende og frem-tidige generasjoner. Nettoskatt er her betalte skatter og av-gifter minus overføringer, herunder pensjoner. StørrelsenNk0 for k ≤ 0 er derfor nåverdi av nettoskatt over resterendelivsløp for nålevende generasjon nr. k. Tilsvarende er Nkk likforventet nåverdi av nettoskatt ved start av fødselsår for denfremtidige generasjon nr. k > 0. I generasjonsregnskapet be-stemmes det siste leddet på høyresiden av (9) som en rest-post, og slik at alle fremtidige generasjoner får den sammevekstjusterte nåverdi av nettoskatt per capita, dvs. Nkk =N11((1+g)(1+n))k-1 for k = 1,2,3,…

Balanse i generasjonsregnskapet er definert som at dagensregler for skatter, avgifter, trygder osv. kan videreføres overtid slik at N11 = (1+g)(1+n)N00, dvs. samme vekstjusterte nå-verdi av nettoskatt ved fødsel både for individer i generasjon0 og 1 (og dermed for representanter for alle fremtidige ge-nerasjoner). Vi tenker oss at det i utgangspunktet er genera-sjonsbalanse.

La oss nå endre bokføringen ved at statens pensjonsfor-pliktelser regnes som offentlig gjeld (D) til privat sektor. Detfører til følgende justering av (9)6:

Nå skilles den beregnede initiale pensjonsgjeld D0 fra B0,samtidig som nålevende generasjoner (som minst er sågamle at de har startet opptjeningen av pensjonsrettigheter)får høyere nåverdi av nettoskatt fordi minusposten nåverdiav fremtidige pensjoner faller bort. I ligning (10) fører dettetil tilleggene ∆Nk0 i nåverdien av nettoskatt for hver nå-levende generasjon nr. k. (For de som ennå ikke er kommet iyrkesaktiv alder er denne posten lik null.) For alle fremtidigegenerasjoner er Nkk den samme som før. Fremdeles er derforN11 = (1+g)(1+n)N00 slik at generasjonsbalansen ikke blir

påvirket av den nye bokføringen. Det eneste som har skjedder at man har definert en ny offentlig gjeld til dagens genera-sjoner som er lik

Selv om nåverdi av nettoskatt over resterende livsløp er blittstørre enn før for disse aldersgruppene, har de fått en tilsva-rende økning i privat pensjonsformue slik at deres økono-miske situasjon er uforandret.

Siden både B og D vokser med raten (n + g), blir størrel-sen på offentlig sektors budsjettoverskudd lik:

Hvis B > D, vil derfor offentlig forvaltning ha et voksendeoverskuddover tid og hvis B < D, har man et voksende un-derskudd. I beregningen i nasjonalbudsjettet 2001 var B < D.Vi ser av (11) at underskuddet er bestemt av den langsiktigevekstraten og hvor omfattende man definerer pensjonsgjel-den. Uansett definisjon av denne gjelden, vil imidlertid gene-rasjonsbalansen ligge fast. ■

REFERANSERAbel, A.B. (1990). «Consumption and investment», i B.M Friedman and

F.H. Hahn (red.) Handbook of Monetary Economics, Bind II, kap. 14,s.725-778. Elsevier Science Publishers, Amsterdam.

Auerbach, A.J., J. Gokhale, and L.J. Kotlikoff (1994). «Generational ac-counting: A meaningful way to evaluate fiscal policy». Journal ofEconomic Perspectives8, 73-94.

Gjersem C.E., Ø. Olsen og L. Wahl (2000). «Formuesberegninger ogNasjonalbudsjettet 2001». Sosialøkonomen54, nr. 8.

Gjersem, C.E. og E. Steigum (1994). Generasjonsregnskap. Beregnings-grunnlag og resultater. SNF-rapport 87/94. SNF, Bergen.

Hall, R. (1978). «Stochastic Implications of the Life Cycle PermanentIncome Hypothesis: Theory and Evidence». Journal of PoliticalEconomy86, 5 (Oct.), 971-987.

Steigum, E. and C.E. Gjersem (1999). «Generational accounting anddepletable natural resources: The case of Norway», i Auerbach, A.J., L.J.Kotlikoff and W. Leibfritz (red.): Generational Accounting around theWorld. The University of Chicago Press, Chicago.

Steigum, E. (2000). «Overbelastet finanspolitikk», Sosialøkonomen54,nr. 7, 6-8.

6 Hvis pensjonsfondet er statlig, er offentlig sektors formue fremdeles likB0, og den nye bokføringen får ingen betydning for den intertemporalebudsjettbetingelsen for offentlig sektor.

AARRTTIIKKKKEELL

31

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Begrepet mikroøkonometri benyttes ofte til å be-tegne kombinasjonen av mikroøkonomisk model-lering, tilhørende metoder for statistisk inferens,

samt empiriske anvendelser basert på mikrodata. JamesHeckman og Daniel McFadden har hatt helt sentraleroller i utviklingen av mikroøkonometrien de siste30 årene. Heckman har arbeidet mye med seleksjons-problemer som oppstår i ulike varianter når observa-sjoner fra et utvalg av aktører avhenger av aktørenesvalg. McFadden er mest kjent for sitt bidrag til utvik-lingen av metoder for analyse av aktørers valg blantdiskrete alternativer, dvs. når settet av tilgjengelige alter-nativer er endelig. Denne artikkelen gir en oversikt overde sentrale idéene i deres arbeid.

I løpet av de siste tre tiårene har det skjedd en voldsom veksti mengden av empiriske analyser basert på mikrodata. Det erflere grunner til dette. For det første var tilgjengeligheten avmikrodata for økonomisk analyse inntil slutten av 1960 tallettemmelig begrenset. Videre var tilgangen på brukervennligedatamaskiner og EDB programmer for statistisk bearbeidingog estimering nærmest ikke-eksisterende. Som kjent harcomputer-og informasjonsteknologien hatt en eventyrlig ut-

vikling, noe som hargjort det mulig å bearbei-de og analysere store da-tamengder på en effektivmåte uten å inneha spesi-ell ekspertise i program-mering. Hånd i hånd medIT-utviklingen har detskjedd en rask utbredelseav mikrodatabaser somhar bidratt til at man harsett muligheten av å ana-lysere nye problemstil-linger. Det har i sin turinspirert forskere til å ut-vikle nye økonometriskemodeller og estimerings-metoder, tilpasset disseproblemstillingene. Be-grepet mikroøkonometri

benyttes ofte i denne sammenheng, hvor det med dette forståskombinasjonen av mikroøkonomisk modellering, tilhørendemetoder for statistisk inferens, samt empiriske anvendelserbasert på mikrodata og innsamling av slike data. Typiske te-maer for mikroøkonometrisk forskning er analyse av arbeids-tilbud, varighet av arbeidsløshet, betydning av utdanning, et-terspørsel etter varige og ikke-varige konsumgoder, valg avtransportmiddel (bytransport), effekten av arbeidsmarkedstil-tak og husholdningers energiforbruk.

Årets Nobelprisvinnere i økonomi, James J. Heckman ogDaniel L. McFadden, har hatt helt sentrale roller i utvik-lingen av mikroøkonometrien de siste 30 årene. Heckmanhar arbeidet mye med ulike varianter av seleksjonsproble-met, spesielt i forbindelse med utdannings- og arbeids-markedsanalyser, mens McFadden er mest kjent for sittbidrag til utviklingen av metoder for analyse av aktørers valgblant diskrete alternativer, dvs. når settet av tilgjengeligealternativer er endelig. Hans mest kjente anvendelser er stu-dier av personers valg av bytransport. Imidlertid harHeckman også arbeidet med diskrete valgproblemer, ogMcFadden har likeså studert seleksjonsproblemet. I denneartikkelen vil jeg først og fremst legge vekt på å belyse hvajeg mener er de sentrale idéene i deres forskningsarbeid, og imindre grad dekke alle ulike typer anvendelser de har værtinvolverte i. Til slutt vil jeg gi en omtale av hvordan idéenesom Heckman og spesielt McFadden har vært eksponenterfor, har påvirket min egen forskningsaktivitet.

Siden begge prisvinnerne har beskjeftiget seg medproblemstillinger innen teori og metoder for diskret valg-handling, og dette feltet ikke er så godt kjent utenfor spesia-listenes rekker har jeg valgt først å gi en summarisk oversiktover feltet. En utmerket og mer detaljert oversikt over diskretvalghandlingsteori er gitt i kapittel 2 i Anderson et al.(1992).

Diskret valghandlingsteori; litt historikk

I mange viktige beslutningsituasjoner er alternativenediskrete eller kvalitative. Typiske eksempler er valg mellomulike typer jobber, valg av sted å bo, hustype, transport-alternativ, osv. Slike fenomener kan ikke uten videre analyse-res på samme måte som valgsituasjoner der godene eruendelig delbare. Blant annet er det ofte slik i diskrete valg-

■ ■ ■ JOHN K. DAGSVIK:

James Heckman og Daniel McFadden:To pionerer i utviklingen av mikroøkonometri

John Dagsvik er forsker i Statistisk sentralbyrå.

Artikkel

32

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

situasjoner at alternativene ikke er representert ved kvantum,men i stedet ved en vektor av kjennetegn (attributter).Historisk har modeller for diskrete valg røtter innen psykolo-gi og psykofysikk. Psykofysikk er et felt innen psykologimed fokus på studiet av sammenhengen mellom fysiskestimuli og følelsesmessig og opplevelsesmessig respons.Grunnleggeren av psykofysikk er G. T. Fechner. For ådiskriminere mellom to stimuli, postulerte Fechner (1860)modeller av typen

(1) P(j,k) = F(vj - vk)

der P(j,k) er sannsynligheten for at aktøren skal vurdere sti-mulus j som sterkere enn stimulus k, F er en kumulativ for-delingsfunksjon og {vj , j=1,2,...} er en skala (uobserverbar)som representerer styrken av de respektive stimuli. Handrøfter med dette utgangspunkt hvordan skalaen {vj} kantolkes og konstrueres fra data. Det er interessant å leggemerke til at allerede så tidlig som i 1860 benyttes en stokas-tisk formulering for å ivareta det observerte fenomen at sam-me individ i repeterte eksperimenter ofte foretar ulik vurde-ring. I typiske «laboratorie-eksperimenter» i psykofysikkblir individer for eksempel bedt om å avgjøre hvilke av toobjekter som er tyngst, hvilke av to lydsignaler som er ster-kest, osv. En observerer da typisk at når for eksempel sammevektløftingseksperiment blir repetert så vurderer en gittaktør ulikt fra eksperiment til eksperiment selv om tyngdenpå vektene er uforandret.

I 1927 introduserte psykologen Thurstone sin «Law ofcomparative judgment».Tilsvarende Fechner postulerteThurstone en stokastisk modell for diskriminering mellom tostimuli. Thurstone antok at en aktør som står ovenfor en vur-dering av stimuli j og k opplever at stimuliene gir henholds-vis nytte vj + ej og vk + ek , der ej og ek er stokastiskerestledd. De stokastiske restleddene er ment å representereaktørens problem med å presist evaluere verdien av stimu-liene. Thurstone antok at disse restleddene var normalfordel-te. Dette medfører at

(2) P(j,k) = G(vj - vk)

der G betegner den kumulative normalfordelingsfunksjonenmed forventning null. Dersom Thurstones modell generali-seres slik at ej - ek har kumulativ fordelingsfunksjon F,impliserer dette at valgsannsynlighetene blir slik som iFechners modell (1). Selv om Fechners modell er en stokas-tisk modell, er Thurstone den første til å formulere en eks-plisitt stokastisk modell der selve nyttefunksjonener stokas-tisk (Random Utility Model; RUM), og i motsetning tilFechner er Thurstones formulering mer i samsvar med tradi-sjonen i mikroøkonomisk nytteteori.

På 1950-tallet ble det publisert en rekke fundamentale ar-beider i diskret valghandlingsteoi, først og fremst avMarschak (1960) og Luce (1959). Luce (1959) postulerte enstokastisk variant av aksiomet, «Uavhengighet fra irrele-vante alternativer»(IIA), som vi nå skal forklare. La Bbetegne mengden av alternativer (endelig) en aktør i ståroverfor, og Ji(B) det mest attraktive alternativet i B, dvs. detalternativet som velges. Slik som hos Fechner oppfattes Ji(B)

som stokastisk. Vi forestiller oss at aktørens valghandlingkan sees på som om den foregår i to (eller flere) trinn.I første trinn velges en delmengde som inneholder de mestattraktive alternativer i B. I trinn 2 velges det mest attraktivealternativet fra denne delmengden. Her er poenget at i trinnto forutsettes aktøren å velge fra delmengden som ble valgt iførste trinn, som om denne var den opprinnelige valg-mengden. Dvs. de alternativer som ble fjernet i første trinn erirrelevante i trinn to. Vi kan uttrykke dette formelt som

(3) P(Ji(B) = j | Ji(B)∈ A) = P(Ji(A) = j)

for j∈ A⊆ B. Likning (3) sier at sannsynligheten for at j skalvelges fra B gitt at det mest attraktive alternativet befinnerseg i delmengden A, er lik sannsynligheten for å velge j når Aer valgmengden.1

Luce kaller IIA et probabilistisk rasjonalitetsprinsipp.Det er et rasjonalitetsprinsipp i den forstand at bare dealternativene som er tilgjengelige på det aktuelle tidspunktnår valget skal foretas, skal influere på valget.2 Luce (1959)viser at (3) holder hvis og bare hvis det eksisterer en skala,{ vj , j = 1,2,..}, slik at

(4)

Denne skalaen er éntydig på addisjon av en konstant nær ogden avhenger ikke av valgmengden B. Dette betyr at dersomskalaverdiene er kjente kan en skrive ned sannsynlighetenefor en vilkårlig valgmengde ved hjelp av (4). Luce tolket {vj }som en nytteindeks som representerte attraktiviteten tilalternativene. For binære sammenlikninger reduserer (4) segtil en variant av Fechners model med F(x) = (1+exp(-x))-1.I Luces arbeid ble det ikke drøftet om Lucemodellen (4)også kunne utledes fra en stokastisk nyttefunksjon slik somhos Thurstone. Holman og Marley (se Luce og Suppes,1965)viste at dersom en antar at alternativ j har nytte Uij gitt vedUij = vj + eij , der restleddene,eij , i = 1, 2,...,j = 1, 2,..., eruavhengige og identisk fordelte stokastiske variable med enbestemt fordelingsfunksjon som kalles ekstremverdiforde-lingen3, så vil sannsynligheten for at Uij skal være den høy-

1 Venstre side av (3) er en betinget sannsynlighet slik den er definert isannsynlighetsteorien. Det empiriske motstykke til venstresiden erandelen av aktører (i en observerbar homogen populasjon) med valg-mengde B som har valgt alternativ j, blant alle aktører med valgmengde Bsom har valgt et alternativ iA. Høyre side av (3) er også en «betinget»sannsynlighet i den forstand at en her betinger med hensyn på at valg-mengdener lik A. Det siste er (pr. definisjon) ikke det samme som be-tinging i sannsynlighetsteoretisk forstand. Det empiriske motstykke tilhøyresiden er andelen av aktører med valgmengde A som har valgt alter-nativ j. Generelt er derfor likning (3) ikke gyldig, fordi den uttrykker atto ulike definisjoner av «betinging» er like.

2 Det er dermed ikke sagt at det ikke fins andre fornuftige rasjonalitets-prinsipper. For eksempel er maksimering av stokastisk nytte à laThurstone et intuitivt rasjonalitetsprinsipp, men dette prinsippet er myesvakere.

3 Ekstremverdifordelingen er kjent fra statistisk teori som den asympto-tiske fordelingen til maksimum av uavhengige identisk fordelte stokastis-ke variable. Det er tre typer av denne fordelingen. Den som er aktuell herhar (standardisert) kumulativ fordelingsfunksjon lik exp(-exp(-x)),ogkalles type I av noen forfattere og type III av andre.

Artikkel

33

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

este nytte være gitt ved (4). Dette betyr at vj kan tolkes somgjennomsnittsnytten over repetisjoner av identiske valgek-sperimenter for en gitt aktør, eller alternativt som gjennom-snittsnytten i en populasjon med identisk observerbareaktører, eventuelt en kombinasjon av begge deler. Det erimidlertid ikke lett å ha intuisjon på hvorfor denne for-delingsfunksjonen oppstår i sammenheng med IIA.

En av de tidligste arbeidene som diskuterte RUM i forholdtil mikroøkonomiske anvendelser var Quandt (1956). Mentrolig var det først og fremst McFaddens langvarige innsatsog evne til å kombinere teori og statistisk metode, samt ådemonstere relevansen i empiriske anvendelser, som spilteen avgjørende rolle for den utbredelse dette feltet har i dag.Heckman har også bidratt vesentlig i denne sammenhengved å demonstrere potensialet slike metoder har, for eksem-pel innen empiriske analyser av arbeidstilbud.

Daniel L. McFadden

McFadden ble født i Raleigh, North Carolina i 1937, oggjennomførte lavere grads studier ved universitetet iMinnesota med fysikk som viktigste fag. Senere gikk hanover til økonomistudier og tok sin Ph.D. ved sammeuniversitet i 1962. Han har vært knyttet til universitetene iPittsburgh, Yale, Massachusetts Institute of Technology(MIT), og University of California, Berkeley (UCB). Siden1990 har han vært professor ved UCB. Hans mest kjenteforskingsbidrag er innen teori og metode for diskret valg-handling. Men han har også gjort betydelige bidrag innenandre områder. På 60-tallet og tidlig på 70-tallet utarbeidethan betydelige teoretiske og økonometriske bidrag innenproduksjonsteori, se Fuss og McFadden (1978). I 1990 årenearbeidet McFadden mye med problemstillinger knyttet tilmiljøøkonomi/økonometri, slik som metoder for estimeringav betalingsvillighet for naturressurser, se for eksempelHausman et al. (1995). McFadden har videre analysert etter-spørsel etter bolig blant eldre (McFadden, 1994).

Analyse av diskrete valg

Mens han studerte til doktorgraden, ble McFadden svært in-teressert i aksiomatiske valgteorier utviklet av matematiskpsykologer, slik som de ble studert av Luce, Marschak ogMarley. I 1973 publiserte han et berømt arbeid som innehol-der både teoretiske bidrag, videreutvikling av Lucemodellentil et rammeverk som kan benyttes som utgangspunkt forøkonometrisk analyse, samt korresponderende «skredder-sydd» statistisk inferensteori. Kort oppsummert tar han ut-gangspunkt i en RUM der aktøren står ovenfor en valgmeng-de B (som kan være aktørspesifikk), med alternativer karak-terisert ved alternativspesifikke kjennetegn (attributter) Zj.Nytten ved alternativ j for aktør i er gitt ved

(5) Uij = g(Xi , Zj; b) + eij

der eij , j = 1,2,...,i= 1, 2,..., er uavhengige og identiskekstremfordelte restledd, og g(.) er en passende valgt funk-sjon som avhenger av en ukjent parametervektor b.Variabelen X representerer karakteristika ved aktøren. Som

forklart ovenfor, og vist av Holman og Marley (referert til iLuce og Suppes, 1965), gir dette at sannsynligheten for åvelge alternativ j fra mengden B kan uttrykkes som

(6)

Dersom en har mikrodata med observasjoner av personersvalg samt observasjoner av Zj for alle j, og for Xi for alle per-soner i utvalget, kan en estimere b med standard statistiskemetoder. McFaddens teoretiske bidrag i dette arbeide var åvise at under forutsetningen om at restleddene er uavhengigeog identisk fordelte (og i tillegg noen regularitetsbetingel-ser), så er ekstremverdifordelingen den enestefordelingensom er konsistent med IIA, dvs. den eneste fordelingen somgir modellen (6). McFadden kalte denne modellen den be-tingede logitmodellen (betingent med hensyn på attributte-ne). En mer vanlig betegnelse er den multinomiske logitmo-dellen.McFadden skrev allerede i 1967 et FORTRAN pro-gram som estimerer modellen ved sannsynlighetsmaksime-ringsmetoden. Når modellen er estimert kan en predikere ef-fekten av endringer i attributter (Zj) og personkjennetegn(Xi). Men siden parametervektorenb ikke er alternativ-spesi-fikk kan en også predikere effekten av endringer i valgmeng-den,dersom en spesifiserer attributtene for eventuelle nye al-ternativer som inkluderes i valgmengden.4

I 1972 ble McFadden leder for Travel demand forecastingproject ved UCB. En del av dette prosjektet var å predikeretrafikkgrunnlaget for det nye tunnelbanesystemet BART(Bay Area Rapid Transit) som var under planlegging og byg-ging. Et utvalg på ca. 630 personer ble spurt om sine trans-portvalg (gitt de eksisterende transportalternativer). Det blegjort betydelig arbeid med å kartlegge kostnader og reiseti-der, og en multinomisk logitmodell av type (6) ble estimert.I 1975 var BART ferdig og en kunne da sammenlikne pre-diksjonene av trafikkfordelingen på de nye alternativenemed de faktiske realiserte. Tabellen nedenfor oppsummererresultatene.

Med «kombinasjonsalternativene», «BART/buss», og «Buss/Gå», menes det henholdsvis BART i kombinasjon med

Pre-BART prediksjonsresultater og post-BART data

Alternativer

Privatbil Buss/Gå Buss/ BART/ BART/ Kjøre bilalene Privatbil Buss Privatbil sammen

Predikerteandeler 55,8% 12,5% 2,4% 1,1% 5,3% 22,9

(St.avvik) (11,4%) (3,4%) (1,4%) (0,5%) (2,4%) (10,7%)

Observerteandeler 59,9% 10,8% 1,4% 1,0% 5,2% 21,7%

4 Det benyttes også formuleringer av den multinomiske logitmodellen fordiskrete valg som inneholder alternativ-spesifikke parametre. I tilfellemed alternativ-spesifikke parametre kan en naturligvis ikke uten viderepredikere valgene når nye alternativer inkluderes i valgmengden.

Artikkel

34

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

matebuss, og Buss i kombinasjon med å gå til/fra bussholde-plassen. Tilsvarende for de andre kombinasjonsalternative-ne. De observerte andelene er beregnet for det samme utval-get som deltok i 1972 undersøkelsen. Standardavviket i pa-rentes skyldes usikkerheten i parameterestimatene. Som viser er prediksjonene for de nye alternativene BART/buss ogBART/privatbil forbausende presise, men det kan skyldes«flaks», siden standardavvikene er forholdsvis store. De an-dre 4 alternativene er de som var tilgjengelige i 1972. Former informasjon om denne undersøkelsen henvises det tilMcFadden (1978b, 2000).

Luce (1959) var klar over at IIA i mange situasjoner erurealistisk. Dette gjelder situasjoner der noen attributter eruobserverbare (for forskeren) og korreleret over noenalternativer. Følgende eksempel illustrerer dette: Sett ataktører står overfor valg av bosted. Det er tre alternativer til-gjengelige, nemlig Tønsberg, Fredrikstad og Ålesund. Det ernærliggende å tenke seg at værforholdene, og muligens lokalværemåte kan ha betydning for aktørenes rangering av alter-nativene. Vær-og væremåte antar vi er uobserverbare for for-skeren. Det er klart at vær- og væremåte er mer like iTønsberg og Fredrikstad i forhold til i Ålesund. Følgelig erdet nærliggende at restleddene i nyttefunksjonen knyttet tilalternativene Tønsberg og Fredrikstad er sterkere korrelerteenn restleddene knyttet til henholdsvis Ålesund ogTønsberg, og Ålesund og Fredrikstad. Hvis dette er tillfellevil IIA ikke holde, og den multinomiske logitmodellen vilikke være en god modell. En annen Nobelprisvinner, Debreu(1960), diskuterte dette ved hjelp av et tilsvarende, om ennmer ekstremt eksempel. Dette ledet til intensiverte anstreng-elser for å generalisere modellen (6), til en modell som tilla-ter at restleddene er korrelerte over alternativer. Man blenemlig fort klar over at det ikke først og fremst var formenpå fordelingsfunksjonen til restleddene som var problemet,men at de er antatt uavhengige, eller eventuelt at korrela-sjonen er den samme mellom alle restleddkombinasjoner. Enopplagt kandidat var den multinomiske probitmodellensomer en generalisering av den binære probitmodellen foreslåttav Thurstone, dvs. en RUM der restleddene er normalfordel-te og kan være korrelerte. Imidlertid er den multinomiskeprobitmodellen ubekvem å arbeide med fordi uttrykkene forvalgsannsynlighetene er ekstremt kompliserte og kostnads-krevende å beregne, noe vi skal komme tilbake til senere.

I 1977-78 lanserte McFadden den såkalte GEV (Generali-serte EkstremVerdi) modellen (McFadden, 1978). Som ofteer tilfellet ved nyvinninger i forskingen var det andre somogså bidro til dette (se McFadden, 1981), men det er troligriktig å si at McFadden hadde en avgjørende betyding for ut-forming, tolkning og implementering av ulike varianter avGEV modellen. GEV modellen var basert på nyttefunk-sjoner med simultant ekstremverdifordelte restledd, hvilketmedfører at restleddene tillates å være korrelert over alterna-tivene. I motsetning til den multinomiske Probitmodellen vardet ikke opplagt hvordan denne generaliseringen skullegjøres. Som spesialtilfelle av GEV er den såkalte nøstedemultinomiske logitmodellenvelkjent. Den nøstede multi-nomiske logitmodellen er mest naturlig i situasjoner deralternativmengden kan ordnes hierarkisk ifølge en «trestruk-tur». Et eksempel på en slik trestruktur har en når en skal

modellere arbeidstilbud og alternativene er «ikke jobb»,«deltidsjobb» og «heltidsjobb». I dette eksemplet er «hoved-grenene» «jobb» kontra «ikke jobb». Gitt at valget er å jobbeså er det to mindre «grener», nemlig «deltid» og «heltid».I McFadden (1981) gis det en rigorøs behandling av diskretvalghandlingsteori der blant annet disse problemene disku-teres. Denne artikkelen inneholder også en del nytt stoff; handiskuterer for eksempel betingelser som valgsannsynlig-hetene må oppfylle for at de skal være konsistente medRUM. I et arbeid sammen med Manski (Manski ogMcFadden, 1981) utvikles «skreddersydd» statistiskinferensteori for diskrete valgmodeller under ulike typerutvalgsdesign.

Selv om den nøstede multinomiske logitmodellen gir entilfredstillende modellramme i mange situasjoner, har denmultinomiske probitmodellen visse fordeler modellerings-messig (når en ser bort fra det beregningstekniskeproblemet) siden denne modellrammen er så fleksibel.McFadden(1989) løste langt på vei det beregningstekniskeproblemet ved å introdusere sinmethod of simulatedmoments. Dette er en Monte Carlo simuleringsmetode somkan benyttes effektivt for å beregne og å estimere multi-nomiske probitmodeller og andre modeller der valgsann-synlighetene ikke kan uttrykkes på lukket form. Dettearbeidet førte til en intens forskningsaktivitet for å utviklemer raffinerte og praktiske beregnings-og simulerings-algoritmer.

I et nylig publisert arbeid, McFadden og Train (2000),vises det at en generell RUM kan approksimeres så nært enønsker til en såkalt blandet multinomisk logitmodell.Dette eren multinomisk logitmodell der parametrene antas individ-spesifikke og antas å være fordelt over populasjonen ifølgeen delvis spesifisert fordeling med parametre som bestem-mes av data. I dette arbeidet diskuteres videre praktiske pro-blemer knyttet til estimering og beregningsalgoritmer.

Både den multinomiske probitmodellen, den nøstede-ogblandete multinomiske logitmodellen har på den ene sideden fordelen at de er svært fleksible rammeverk for empiriskmodellering. På den andre siden er dette også en ulempe veddisse modellene fordi restriksjonene som følger fra teoriener svake, og en risikerer derfor at egenskapene ved modellenblir lite robust overfor mer eller mindre ad hoc spesifikasjonav strukturdelen i nyttefunksjonen og korrelasjonstrukturen irestleddene. Det gjenstår å se hvilke av disse modell-typenesom vil vise seg å være den mest fruktbare i anvendelser-og ihvilken utstrekning den multinomiske logitmodellen er forrestriktiv.

I en rekke interessante anvendelser er alternativsettet enblanding av diskrete-og uendelig delbare alternativer.Typiske eksempler finner en i arbeidstilbud der det diskretevalg er alternativene «jobb» kontra «ikke jobb», og det kon-tinuerlige valget er hvor mye arbeidstid som tilbys gitt jobb.Et annet eksempel er valg av oppvarmingsutstyr i boliger,samt intensitet i energiforbruk. Teori og metode som benyt-tes i denne typen situasjoner kalles teori for diskret/kontinu-erlig valghandling, og på dette feltet er både Heckman ogMcFadden sentrale. Heckmans modell for arbeidstilbud er,som vi skal belyse nedenfor, en modell med diskret/kontinu-erlig valg. I Dubin og McFadden (1984) vises det hvordan en

Artikkel

35

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

kan kombinere teorien for diskrete valg med konvensjonelldualitetsteori til et slagkraftig analyseapparat. Vi vil illustre-re metoden ved valg av oppvarmingsutstyr og energiforbruksom eksempel. La Vj representere den betingete indirektenytten gitt at oppvarmingsutstyr av type j er valgt, dvs. Vj erfunnet ved å maksimere nytten med hensyn på varmebehovsamt konsum av andre varer gitt j og gitt budsjettbetingelsen- inkludert brukerkostnaden ved anskaffelse av oppvar-mingsutstyr av type j. Den betingete indirekte nytten Vj vilaltså være en funksjon av denne brukerkostnaden, av energi-prisene, prisene på andre varer samt husholdningens inntekt.Valg av type oppvarmingsutstyr vil derfor være bestemt vedmaksimering av Vj med hensyn på j. Dersom for eksempelV2 er størst blir type 2 er valgt, og energiforbruk finnes ved åavlede etterspørselsfunksjonen(e) ved hjelp av Roys identi-tet, anvendt på den indirekte nytten,V2.

5

James J. Heckman

James J. Heckman ble født i Chicago i 1944. Etter laveregrads studier ved Colorado College med matematikk somviktigste fag, studerte han til doktorgraden ved PrincetonUniversity hvor han fikk sin Ph.D. i 1971. Heckman harundervist ved Colombia University, Yale University ogUniversity of Chicago. Siden 1995 har han vært professorved University of Chicago. Han har arbeidet med teoretiskeog anvendte økonometriske problemstillinger knyttet tilseleksjon, diskrete valg, dynamiske analyser og varighets-analyser. Heckman har også arbeidet med problematikkknyttet til effekten av utdanning (Heckman, 2000a), og harvidere interessert seg for mer prinsipielle vitenskapsteoretiskespørsmål, se for eksempel Heckman (1992, 2000b).

Arbeidstilbudsanalyser

I mikroøkonometriske analyser oppstår ofte ulike varianterav seleksjonsproblemet.Dersom en for eksempel skalestimere en empirisk relasjon for personers timelønn iarbeidsmarkedet, står en ovenfor det problemet at en bareobserverer timelønna for de personene som faktisk jobber.Dersom en bare er opptatt av en lønnsrelasjon gitt atpersonen jobber er dette et mindre problem. Men som regeler en interessert i en relasjon uavhengig av arbeidsmarked-status, slik at en vil være i stand til å predikere timelønna tilde som ikke er i jobb dersom de begynner å jobbe. Åpredikere timelønna til de som ikke jobber ut fra observa-sjonene for de som jobber kan bli galt fordi de to gruppeneantakeligvis er ulike. Problemet er at disse forskjellene i storgrad er uobserverbare. Et eksempel på en uobserverbarvariabel som kan ha betydning her er «motivasjon». Vi skalnedenfor belyse dette problemet mer eksplisitt ved hjelp avet eksempel hentet fra Heckman (1974).

Betrakt aktør i (gift kvinne) som står ovenfor timelønn Wii arbeidsmarkedet. Det antas at aktøren fritt kan oppnå såmye arbeid hun vil i markedet. La Si(h) betegne timelønnensom får aktør i til å ville arbeide h timer (skyggelønn til ar-beidstid h). Generelt vil skyggeprisen avhenge både av ar-beidstid og ektefelles inntekt. Heckman antar følgende em-piriske modellspesifikasjon:

(7) LogSi(h) = ah + X1ib + e1i ,

(8) LogWi = X2ic + e2i ,

der X1i og X2i er nærmere spesifiserte vektorer av for-klaringsvariable som er antatt å påvirke henholdsvis skygge-lønn og timelønn,e1i og e2i er normalfordelte restledd medforventning null, gitt X1i og X2i, og a, b og c representererukjente parametre. Vektoren X1i inneholder ektefelles inn-tekt. I følge standard mikroøkonomisk teori vil aktør i velgeå jobbe dersom reservasjonslønna Si(0) er mindre enn time-lønna Wi. I motsatt fall vil aktøren ikke jobbe. Gitt atpersonen jobber (dvs. når Si(0)<Wi), så bestemmes arbeids-tiden h ved likningen Si(h) = Wi . Dette betyr at den av-hengige variabel i likningene bare observeres når Si(0)<Wi.Dette er en variant av en såkalt diskret/kontinuerlig modell-type. Som antydet ovenfor kan en ikke her uten videre esti-mere likningene ovenfor ved for eksempel minste kvadratersmetode på grunnlag av data for de personer som jobber.Utvalgseleksjonsregelen,Si(0)<Wi , medfører at restleddenei likningene (7) og (8) ikke nødvendigvis har gjennomsnittlik null over utvalget av de som jobber, hvilket medførerskjeve estimater dersom en benytter standard regresjons-analyse. I forhold til tidligere arbeider innen arbeidstilbud,skiller Heckmans tilnærming seg fra disse ved at han knytterseg sterkere opp til mikroøkonomisk teori, slik likning-systemet ovenfor illustrerer. Heckman (1974) drøfter inn-gående denne modellen og gjennomfører en simultanestimering av modellen på grunnlag av mikrodata for giftekvinner, og ved å benytte sannsynlighetsmaksimerings-prinsippet. I 1974 var dette en avansert økonometriskanalyse. Senere viser han, Heckman (1979), at modeller avtypen ovenfor kan estimeres ved en enklere men dog mindreeffektiv metode. Vi skal kort belyse idéen i denne forenkledemetoden ved å betrakte estimeringsproblemet for likning (8).La oss først betrakte beslutningen om å jobbe eller ikke. Fra(7) og (8) får vi ved passende innsetting at sannsynlighetenfor å jobbe kan uttrykkes på følgende måte;

(9) P(Si(0)<Wi) = H(Xid),

der H representerer den standardiserte kumulative normal-fordelingsfunksjonen,Xi er en vektor som består av alle va-riable i X1i og X2i, og d er en ukjent parametervektor.Modellen (9) er en (redusert form) binær Probit-modell forbeslutningen jobb/ikke jobb, tilsvarende formuleringen tilThurstone, og en kan estimere d ved sannsynlighetsmaksi-

5 Under estimeringen vil en her ofte stå overfor et seleksjonsproblem fordien bare kan estimere etterspørselsfunksjonene gitt valg av type opp-varmingsutstyr på grunnlag av de husholdningene som har valgt dennetypen. Tilsvarende som i estimering av Heckmans arbeidstilbudsmodell(omtalt i kapitlet om Heckman) er grunnen til dette at restleddene i deavledede etterspørselsfunksjonene vil avhenge av de samme restleddenesom inngår i den indirekte nyttefunksjonen, {Vk}, slik at utvalget av desom har valgt oppvarmingsutstyr av type j ikke vil være et tilfeldigtrukket utvalg. For en mer uførlig drøfting av seleksjonsproblemet viservi til avsnittet om Heckman. I Dubin & McFadden (1984) vises det hvor-dan en ved å bruke tilsvarende idé som Heckman (1979) kan korrigerefor mulige seleksjonseffekter under estimeringen.

Artikkel

36

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

meringsmetoden. Formelt kan forventningen til restleddet i(8), gitt at aktøren jobber, uttrykkes som E(e2i| Si(0)<Wi).Ved å benytte relasjonene ovenfor kan en beregne et analy-tisk uttrykk for denne betingede forventningen, gitt ved

(10) E(e2i | Si(0)<Wi) = ks(Xid),

der s(Xid) = Η′(Xid)/Η(Xid) og k er en ukjent parameter. Viser altså at funksjonen s(.) er kjent slik at dersom d er gittkan en beregne s(Xid). Heckmans estimeringsprosedyreforegår nå i to trinn: I første trinn estimeres d basert på (9),ved å benytte observasjoner for hvorvidt personene jobbereller ikke (i tillegg til observasjonene for Xi). I trinn 2benyttes regresjonsanalyse til å estimere c og k basert pårelasjonen

(11) LogWi = X2ic + ks(Xid*) + e3i

på grunnlag av data for de som jobber ved å benytte s(Xid*)som en ekstra forklaringsvariabel, der d* betegner estimatetpå d oppnådd i første trinn. Det er enkelt å vise at denne pro-sedyren kontrollerer for seleksjonsskjevhet, dvs. at forvent-ningen til restleddet e3i gitt at aktøren jobber er lik null.6 Densimultane metoden omtalt ovenfor, (Heckman, 1974), er nåimplementert som standard kommando i mange program-pakker, slik at Heckmans to-trinns metode, (Heckman,1979), etter hvert har fått mindre betydning. Et eksempel påen mer avansert arbeidsmarkedstudie der seleksjon spiller enviktig rolle finner vi i Heckman og Sedlacek (1985).

Selv om Heckman på begynnelsen av 1970 tallet ikke varalene om å studere seleksjonsproblemer, var han den sommest kraftfullt arbeidet med dette. Dette har etter hvert nær-mest ført til en «industri» der det arbeides med metoder ogempiriske analyser av ulike typer seleksjonsproblemer.

Evaluering av arbeidsmarkedstiltak

Heckman har beskjeftiget seg mye med å utvikle metoder forevaluering av effekten av arbeidsmarkedstiltak. Vi skal illus-trere typiske problemstillinger ved å ta utgangspunkt i densåkalte Roy-modellen (Roy, 1951). La U0i og U1i være hen-holdsvis nytten til aktør i av ikke å delta og å delta i et ar-beidsmarkedsprogram. Formålet med å delta er forventningom økt lønn i arbeidsmarkedet etterpå. La Y0i og Y1i værehenholdsvis lønn gitt at aktøren ikke har deltatt, eller har del-tatt i programmet. Anta følgende lønnsrelasjon,

(12) Yij = aDi + Xib + eij ,

for j=1,2, der Xi er en vektor av relevante indivduelle kjenne-tegn,Di er en dummyvariabel som er lik én hvis aktøri hardeltatt i programmet og null ellers. Restleddet eij har forvent-ning null og er ukorrelert med Xi, a og b er ukjente parame-tre. Vi ser at

(13) E(Y1i - Y0i | Xi) = a,

slik at a representerer gjennomsnittseffekten av arbeidsmar-kedsprogrammet. Spørsmålet er nå hvordan man skal esti-

mere a. Vi observerer Y1i bare for de som har deltatt i pro-grammet og Y0i bare for de som ikke har deltatt i program-met. Her står vi altså på nytt overfor et seleksjonsproblem.Tilsvarende estimeringen av timelønnsrelasjonen (8) vilgjennomsnittet av restleddet e1i over de personer som hardeltatt i programmet ikke nødvendigvis være lik null fordidet er grunn til å anta at uobserverbare faktorer slik som evneog motivasjon påvirker både restledd i (12) og nytten av ådelta i programmet. Tilsvarende kan gjennomsnittet av rest-leddet e0i over de som ikke deltar i programmet være for-skjellig fra null. Formelt kan vi uttrykke dette som

(14) E(e1i | U1i > U0i) ≠ 0 og E(e0i | U1i < U0i) ≠ 0.

Altså må vi ta hensyn til dette i estimeringsmetoden.Heckman har diskutert en hel rekke metodiske problemersom en må tenke over i denne sammenhengen. Dette gjelderikke minst robusthet med hensyn på forutsetninger om funk-sjonsform og fordelingsegenskaper til de stokastiske rest-leddene. Blant annet har han deltatt i en omfattende debattmed andre faggrupper (statistikere og sosiologer) om ulem-per og fordeler ved bruk av eksperimentelle kontra ikke-eksperimentelle data. Han har i tillegg presentert omfattendeempiriske resultater om effekten av slike program, seHeckman et al. (1989, 1999). En av konklusjonene somsynes å framgå av disse studiene er at arbeidsmarkeds-programmer har svært liten effekt.

Dynamisk analyse og analyse av varighet

I mange sammenhenger er en interessert i å studere hva sompåvirker varighet, for eksempel varighet av arbeidsløshet,levetid for bedrifter, hvor lenge en er i et jobbforhold før enbytter jobb, osv. Heckman (1981) introduserer en flerperiodemultinomisk probitmodell, dvs. en RUM for valg over fleretidspunkt der restleddene kan være autokorrelerte, og det itillegg kan være såkalt strukturell tilstandsavhengighet somskyldes at preferanser og muligheter kan påvirkes av erfa-ringer fra tidligere valg. La oss belyse en problemstilling vedet aktuelt eksempel. I analyser av varighet av arbeidsledighetobserverer man typisk at personer som har vært ledig lengehar lavere tilbøyelighet for å få jobb enn personer (med sam-me observerbare kjennetegn) som har vært arbeidsledig kor-tere tid (positiv varighetsavhengighet). Det kan tenkes to for-klaringer på dette. Den enkle forklaringen er at preferanserog muligheter blir påvirket av ledighet. Den andre for-klaringen er at positiv varighetsavhengighet skyldesuobserverbar heterogenitet i preferanser og kvalifikasjoner.Dette fører til en seleksjonsprossess der de med høyestuobserverbare kvalifikasjonsvariable får jobb først. Even-tuelt kan det være en blanding av disse to effektene.Heckman (1981, 1991) påpeker at dette fundamentale identi-fikasjonsproblemet ikke kan løses rent statistisk. Mantrenger ekstra teoretiske forutsetninger for å sortere ut disseeffektene. 6 Det er et sentralt poeng at vektorene X1 og X2 ikke er like. I motsatt fall

vil identifikasjon av c og k i (11) bare avhenge av funksjonsformen tils(.), og en risikerer dermed at estimatene blir sensitive overfor valg avsannsynlighetsfordeling for restleddene.

Artikkel

37

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Heckman har i mange sammenhenger studert virkningenav uobserverbar heterogenitet både metodisk og empirisk.I samarbeid med MaCurdy har han utvidet arbeidstilbuds-modellen presentert ovenfor til en diskret/kontinuerlig livs-løpsmodell som estimeres ved hjelp av mikrodata for giftekvinner, se Heckman og MaCurdy (1980). I samarbeid medBurton Singer og andre forskere har Heckman studert identi-fikasjon og estimering i varighetsmodeller, se for eksempelHeckman og Singer (1984a,b). I Flinn og Heckman (1982)vises det blant annet at estimatene i den stasjonære modellenfor jobbsøking er ekstremt sensitive med hensyn på spesifi-kasjon av funksjonsform.

Inspirasjonskilde til egen forskningsaktivitet

Heckman, og spesielt McFadden har hatt stor betydning formin egen forskningsaktivitet. Her vil jeg nevne noen av deproblemstillingene jeg har blitt inspirert av disse forskernetil å arbeide med. Ved en tilfeldighet kom jeg i kontakt medliteraturen for diskrete valg og arbeidstilbud i siste halvdelav 1970 tallet, og jeg ble fascinert og inspirert av dennemåten å modellere på. Jeg begynte tidlig å forsøke å genera-lisere den multinomiske logitmodellen for diskrete valg tilsituasjoner der (myopiske) valg foregår ved flere tidspunkter.Her kan valgene være korrelerte over tid pga. variable som eruobserverbare for forskeren og som påvirker preferanseneog er korrelerte over tid. I tillegg kan det oppstå korrelasjonover tid fordi preferanser og rammebetingelser kan påvirkesav tidligere valg (tilstandsavhengighet). Dette er analogt tilHeckmans flerperiode probitmodell, omtalt ovenfor, som ge-neraliserer den multinomiske probitmodell til flere perioder.I Dagsvik (1983, 1988) etablerte jeg en RUM som avledes aven bestemt type stokastiske nyttefunksjoner for valg ved fle-re tidspunkter (i kontinuerlig tid), og som generaliserer hen-holdsvis den multinomiske logitmodellen og GEV model-len. I Dagsvik (1996, 2000b) viste jeg at denne flerperiodeRUM er konsistent med en generalisering av IIA.

I Dagsvik (1994) drøfter jeg en generell klasse av RUMsom er en utvidelse av GEV modellen til en versjon for«kontinuerlig» valg. Innen dette rammeverket er det mulig åmodellere situasjoner der mengden av tilgjengelige alternati-ver er uobserverbar og stokastisk for forskeren (motivert utfra uobserverbar heterogenitet i muligheter). Her ble jeg in-spirert av medarbeidere til McFadden; Ben-Akiva ogWatanatada (1981), som tidligere hadde arbeidet med tilsva-rende idé. Innen for eksempel analyse av arbeidstilbud er detinteressant å benytte dette opplegget. I den tradisjonelle må-ten å modellere arbeidstilbud på forutsettes aktøren bare å hapreferanse for fritid og konsum, og videre å kunne tilpasseseg fritt gitt den økonomiske budsjettbetingelsen. I det alter-native opplegget antas aktørene, i tillegg til å ha preferanserover fritid og konsum, også å ha preferanser over type job-ber, karakterisert ved arbeidstid og timelønn samt delvisuobserverbare jobbattributter. Valgmengden for en aktør be-står av settet av tilgjengelige jobber (aktørspesifikk), og ertypisk uobserverbar for forskeren. Empiriske anvendelse in-nen arbeidstilbud som benytter dette rammeverket er utført isamarbeid med kolleger, og er dokumentert i blant annetAaberge et al. (1995).

Som beskrevet ovenfor utviklet McFadden GEV modelleni siste halvdel av 1970 årene. Det var imidlertid uklart hvilkerestriksjoner på valgsannsynlighetene som følger fra GEVstrukturen utover det at den er en RUM. Nødvendige og til-strekkelige betingelser for at en valgmodell skal være RUMble etablert av Falmagne (1978). Dette problemet drøfter jegi Dagsvik (1995), og viser at enhver RUM kan approksime-res så nært en ønsker med en GEV modell. Dette betyr altsåat GEV modellen i praksis ikke impliserer noen restriksjonerutover de som følger av en RUM.

Senere har jeg arbeidet med diskret valg når valgmengde-ne aktørene står ovenfor er endogene, se Dagsvik(2000a).Dette gjelder i markeder med matching, dvs. markeder deraktørene søker etter en partner i en populasjon av potensiellepartnere. Typiske eksempler der matching foregår er i tilpas-ningen på arbeidsmarkedet, ekteskapsmarkedet og utdan-ningsmarkedet.

Oppsummering

Jeg har i denne artikkelen drøftet noen av de idéer og bidragsom er sentrale i Heckmans og McFaddens forskning.McFaddens viktigste enkeltstående bidrag er hans artikkelfra 1973, generaliseringen av den multinomiske logitmodel-len til GEV modellen, samt utviklingen av praktiske MonteCarlo simuleringsalgoritmer for estimering og beregning,McFadden (1989). McFadden har i disse arbeidene demon-strert sin spesielle evne til å etablere en tett forbindelse mel-lom aksiomatisk teori, empirisk modellformulering og sta-tistisk inferensteori.

Heckmans viktigste bidrag er å vise hvor gjennomgripen-de seleksjonsproblemet er, og hvor ofte det oppstår i ulikevarianter. Dette fører til problemer med tolkningen av resul-tatene i økonometriske studier. Det er typisk for Heckman athan «presser» tolkning og drøfting av empirisk relevans i detteoretiske og økonometriske rammeverket. Nå som vi harblitt vant til å tenke på seleksjonsproblemet er det lett åglemme hvor abstrakt og vanskelig det var å begripe i sinfulle konsekvens når en første gang begynte å tenke på dette.

Det som er et fellestrekk ved forskningsinnsatsen tilHeckman og McFadden, og som imponerer, er kombinasjo-nen av teoretisk analyse, evne til å omsette denne til empiris-ke relasjoner, økonometrisk metode, praktiske beregnings ogestimeringsalgoritmer samt grundige empiriske analyser in-nen en lang rekke felter. ■

Takk

Jeg takker for konstruktive kommentarer fra LeifAndreassen, Jørgen Aasness, Jarle Møen, TorbjørnHægeland , Jo Thori Lind, Tor Jakob Klette og Kai Leitemo.

ReferanserAaberge, R., J.K. Dagsvik, og S. Strøm (1995): Labor supply responses and

welfare effects of tax reforms. Scandinavian Journal of Economics,97,635-659.

Anderson, S., A. de Palma, og J-F. Thisse (1992): Discrete choice theory ofproduct differentiation.MIT Press.

Artikkel

38

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

Ben-Akiva, M. og T. Watanatada (1981): Application of a continuous spati-al choice logit model. I C.F. Manski og D. McFadden (eds.), Structuralanalysis of discrete data with econometric applications.MIT Press.

Dagsvik, J.K. (1983): Discrete dynamic choice: An extension of the choicemodels of Thurstone and Luce. Journal of Mathematical Psychology,27,1-43.

Dagsvik, J.K. (1988): Markov chains generated by maximizing componentsof multivariate extremal processes. Stochastic Processes and theirApplications,28, 31-45.

Dagsvik, J.K. (1994): Discrete and continuous choice, max-stable processesand independence from irrelevant attributes. Econometrica, 62, 1179-1205.

Dagsvik, J.K. (1995): How large is the class of generalized extreme valuemodels? Journal of Mathematical Psychology, 39, 90-98.

Dagsvik, J.K. (1996): Dynamic choice, multistate duration models and sto-chastic structure. Discussion Papers, no.172, Statistisk sentralbyrå.

Dagsvik, J.K. (2000a): Aggregation in matching markets. InternationalEconomic Review,41, 27-57.

Dagsvik, J.K. (2000b): Discrete choice in continuous time: Implications ofan intertemporal version of the IIA property. Kommer i Econometrica.

Debreu, G. (1960): Review of Luce, Individual Choice Behavior: ATheoretical Analysis. American Economic Review, 50, 186-188.

Dubin, J. og D.L. McFadden (1984): An econometric analysis of residentialelectric appliance holdings and consumption. Econometrica,52, 345-362.

Falmagne, J-C. (1978): A representation theorem for finite random scalesystems. Journal of Mathematical Psychology, 18, 52-72.

Fechner, G.T. (1860): Elemente der psychophysik.Vol. I &II. Breitkopf undHartel, Leipzig.

Flinn, C. og J.J. Heckman (1982): New methods for analyzing structuralmodels of labor force dynamics. Journal of Econometrics, 18, 115-168.

Hausman, J., G. Leonard og D.L. McFadden (1995): A utility-consistent,combined discrete choice and count data model: Assessing Recreationaluse losses due to natural resource damage. Journal of Public Economics,56, 1-30.

Heckman, J.J. (1974): Shadow wages, market wages and labor supply.Econometrica, 42, 679-693.

Heckman, J.J. (1979): Sample selection bias as a specification error.Econometrica, 47, 153-161.

Heckman, J.J. og T. MaCurdy (1980): A life cycle model of female laborsupply. Review of Economic Studies, 46, 47-74.

Heckman, J.J. (1981): Statistical models for discrete panel data. IC.F.Manski og D. McFadden (eds.), Structural analysis of discrete datawith econometric applications. MIT Press.

Heckman, J.J. og B. Singer (1984a): A method of minimizing the impact ofdistributional assumptions for duration data. Econometrica,52, 271-320.

Heckman, J.J. og B. Singer (1984b): The identifiability of the proportionalhazard model. Review of Economic Studies, 50,231-241.

Heckman, J.J. og G. Sedlacek (1985): Heterogeneity, aggregation, and mar-ket wage functions: An empirical model of self-selection. Journal ofPolitical Economy,93, 1077-1125.

Heckman, J.J. og V.J. Hotz (1989): Choosing among alternative nonexperi-mental methods for estimating the impact of social program: The case ofmanpower training. Journal of the American Statistical Association,84,862-874.

Heckman, J.J. (1991): Identifying the hand of the past: Distinguishing statedependence from heterogeneity. American Economic Review,81, 75-79.

Heckman, J.J. (1992): Haavelmo and the birth of modern econometrics: Areview of the history of econometric ideas by Mary Morgan. Journal ofEconomic Literature, 30,876-886.

Heckman, J.J., R. LaLonde og J. Smith (1999): The economics and econo-metrics of active labor market programs. I O. Ashenfelter og D. Card(eds.), Handbook of Labor Economics,Vol. 3A. North-Holland.

Heckman, J.J. (2000a): Policies to foster human capital. Research inEconomics, 54, 3-56.

Heckman, J.J. (2000b): Causal parameters and policy analysis in econo-mics: A 20th century perspective. Quarterly Journal of Economics, 115,45-97.

Luce, R.D. (1959): Individual choice behavior: A theoretical analysis.Wiley.

Luce, R.D. og P. Suppes (1965): Preference, utility and subjective probabi-lity. I R.D. Luce, R.R. Bush, og E. Galanter (eds.), Handbook ofMathematical Psychology,Vol. III, Wiley, pp. 249-410.

Manski, C.F. og D.L. McFadden (1981): Alternative estimators and sampledesigns for discrete choice analysis. I C.F. Manski og D.L. McFadden(eds.), Structural analysis of discrete data with econometric applications.MIT Press.

Marschak, J. (1960): Binary-choice constraints and random utility indica-tors. I K. Arrow, S. Karlin og P. Suppes (eds.), Mathematical methods inthe social sciences.Stanford University Press.

McFadden, D.L. (1973): Conditional logit analysis of qualitative choice be-havior. I P. Zarembka (eds.), Frontiers of econometrics.Academic Press.

McFadden, D.L. (1978a): Modeling the choice of residential location. I A.Karlqvist, L. Lundqvist, F. Snickars og J. Weibull (eds.), Spatial interac-tion theory and planning models.North-Holland.

McFadden, D.L. (1978b): Quantitative methods for analyzing travel beha-viour of individuals: Some recent developments. I D. Hensher og P.Stopher (eds.), Behavioral Travel Modelling.Croom Helm.

McFadden, D.L. (1981): Econometric models for probabilistic choice. I C.F. Manski og D. L. McFadden (eds.), Structural analysis of discrete datawith econometric applications. MIT Press.

McFadden, D.L. (1989): A method of simulated moments for estimation ofdiscrete response models without numerical integration. Econometrica,57, 995-1026.

McFadden, D.L. (1994): Demographics, the housing market, and the welfa-re of the elderly. I D. Wise (eds.), Studies in the economics of aging.University of Chicago Press.

McFadden, D.L. og K. Train (2000): Mixed MNL models for discrete re-sponse. Journal of Applied Econometrics, 15, 447-470.

McFadden, D. L. (2000): Disaggregate behavioral travel demand’s RUMside. A 30-year retrospective. Mimeo, Department of Economics, UCB.

Roy, A. (1951): Some thoughts on the distribution of earnings. OxfordEconomic Papers, 3, 135-146.

Thurstone, L.L. (1927): A law of comparative judgment. PsychologicalReview, 34, 273-286.

Fuss M. og D.L. McFadden (1978): Production economics: A dual appro-ach to theory and applications,Vol. I and II. North-Holland.

Quandt, R.A. (1956): A probabilistic theory of consumer behavior.Quarterly Journal of Economics, 70, 507-536.

39

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Alt i alt hadde årets konferanse 84deltagere, og det var 62 innlegg fordeltpå tre plenumssesjoner og 19 parallellesesjoner. Dette er faktisk flere innleggenn på forskermøtet i Oslo for to år si-den! Skulle noe bemerkes om oppmø-tet, måtte det være at de mest sentralefagmiljøene var underrepresentert.Således stilte Blindern med ti personer,Universitetet i Bergen med to, NorgesHandelshøyskole med fem og NTNUmed seks deltagere. Det hadde åpen-bart vært en styrke for det nasjonalefagmiljøet om flere ved disse institu-sjonene hadde prioritert arrangementet.

Rektor Arvid Gjengedal ved Høg-skolen i Telemark åpnet møtet. Ple-numssesjonene første dag var vietmikroøkonometri. Seniorforsker JohnDagsvik fra Seksjon for mikroøkono-metri i Statistisk sentralbyrå foredroom fagets utvikling og utfordringer,mens forsker Arild Aakvik fra Programfor helseøkonomi ved Universitetet iBergen foredro om nobelprisvinnerneJames Heckman og Daniel McFadden.Tematisk førte dette uvilkårlig til noeoverlapp da Heckman og McFaddenfikk prisen nettopp for sine grunnleg-gende bidrag til mikroøkonometriensutvikling. Bakgrunnen var at komiteenhadde utpekt mikroøkonometri ognobelprisen som plenumstema førnobelpristildelingen ble kjent, mensammentreffet førte bare til at forsker-møtets første dag fikk et helhetlig preghvor et interessant tema ble belyst frato ulike vinkler.

John Dagsvik hadde de beste for-utsetninger for å trekke opp linjene i

fagets utvikling. Han har gjennom fleretiår gitt vesentlige metodebidrag iforlengelsen av McFaddens modellerfor diskrete valg, og han kjennerpersonlig en rekke av mikroøkono-metriens pionérer. Arild Aakvik har pågrunn av sin unge alder en korteremerittliste enn Dagsvik, men den erikke mindre imponerende. Under etforskningsopphold på University ofChicago i 1998 fikk han som doktor-gradsstudent innpass ved «Heckman’sComputation Center». Han tok doktor-graden ved Universitetet i Bergen i1999 og har i løpet av de siste åreneskrevet ikke mindre enn tre artikler isamarbeid med Heckman.

Dagsvik begynte sitt foredrag med ådefinere mikroøkonometri som øko-nometriske analyser basert på mikro-økonomisk teori og mikrodata, eksem-pelvis data for individer, husholdningerog bedrifter. Mikroøkonometri vokstefram som et separat fagfelt på 1960-tal-let, og tilgangen på datamaskiner ogmikrodatabaser var avgjørende for ut-viklingen. Typiske trekk ved tidlige mi-kroøkonometriske studier er at økono-misk teori bare ble brukt til å bestem-me kvalitative egenskaper ved model-lene og at empiriske analyser ble gjen-nomført innenfor rammen av lineæreregresjonsmodeller. Senere kom destatistiske egenskapene ved de avheng-ige variablene mer i fokus, og metodersom logit, probit og tobit ble tatt i brukfor å analysere problemer der indivi-dene står overfor diskrete valg av typenå delta i arbeidsmarkedet eller ikke.Dette ledet videre fram til metoder for

å håndtere seleksjonsproblemer, ettema som Arild Aakvik videreførte isitt foredrag.

Gjennom flere eksempler belysteDagsvik en utvikling der mikroøkono-misk teori og statistiske egenskaperved de avhengige variablene har blittknyttet stadig tettere sammen med denempiriske spesifikasjonen. Et felt somsyntes å ha inspirert Dagsvik særligsterkt er diskrete valg og stokastisknytteteori. Ut fra aksiomet om at indi-videts beslutning skal være uavhengigav såkalte irrelevante alternativer kanman utlede fordelingsegenskapene tildet stokastiske leddet i nyttefunksjo-nen. Med stor glød formidlet Dagsvikat han som ung forsker var blitt såfascinert av dette resultatet at det varsom et «skjær han hadde gått på ogaldri siden kommet seg av».

Blant framtidige utfordringer i fagetpekte Dagsvik på behovet for å utvikleet bedre økonomisk-teoretisk funda-ment for valg av funksjonsform ogrestleddsstruktur i økonometriske mo-deller og i større grad å utnytte data fra«laboratorieeksperimenter» og «natur-lige eksperimenter». Han påpekte ogsåbehovet for å utvikle undervisnings-opplegg der mikroøkonomisk teori in-tegreres med empirisk modellering,statistisk inferens og gjennomgang avanvendte analyser.

Til trøst for de som ikke greide åfølge Dagsvik gjennom hans mangeformler, var Aakviks foredrag omnobelprisvinnerene Heckman og Mc-Fadden mindre teknisk. De to pris-vinnerne har gitt betydelige bidrag tilmikroøkonometrien og har forenet øko-nomisk teori med statistisk metode for åanalysere og tolke økonomiske aktørersatferd. McFaddens arbeider er særligknyttet til nyttemaksimerende indivi-ders valg mellom diskrete alternativer.Dette kan f.eks. gjelde valg av utdan-nelse, yrke, bolig eller antall barn.Heckman er mest kjent for sine analy-ser av arbeidstilbud, og da særlig for de

FFoorrsskkeerrmmøøtteett

Årets forskermøte:Mikroøkonometri og oljemilliarder

Det 23. nasjonale forskermøtet for økonomer ble avholdt ved Høg-skolen i Telemark i Bø den 8. og 9. januar. Dette er litt lenger ut på ny-året enn tidligere forskermøter, men mange deltagere satte nok pris

på å få noen dager på kontoret før det braket løs. Vakre omgivelser, sterkelokale krefter og den korte avstanden mellom jernbanestasjonen i Bøsentrum, hotellet og høgskolen gjorde Bø til en utmerket lokalitet. Reiserutentil Bø var litt kronglete for de som ikke kom fra Østlandet, men hjemme-sitterne gikk glipp av et knirkefritt arrangement med høyt faglig nivå.

40

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

metodene han har utviklet for å korrige-re for seleksjonsproblemer. De som vel-ger å delta i arbeidslivet, de som velgerå ta lang utdanning og de som deltar påarbeidsmarkedtiltak representer ikketilfeldige utvalg. Når man skal estimereeffekten av utdanning, subsidier elleroffentlige programmer, er man derforhelt avhengig av empiriske spesifika-sjoner som tar hensyn til de implisitteeller eksplisitte utvelgelsesprosessenesom har formet datamaterialet.

Dag to av forskermøtet startet medplenumsforedrag av professor AsbjørnRødseth fra Institutt for økonomi vedUniversitetet i Oslo. Tillyst tema var«Oljemilliardenes tragedie», men Rød-seth gjorde det tidlig klart at det ikke eråpenbart hva en eventuell tragediebestår i. Rødseth etterlyste imidlertiden klarere begrepsbruk i debatten omøkt bruk av oljepenger. Han la særligvekt på at oljeinntekter ikke er inn-tekter i ordets vanlige forstand, menformue som omplasseres. Et spørsmålom økt bruk av oljepenger blir dermedet spørsmål om hvorvidt vi skal sparemindre. Dette handler primært ompolitiske prioriteringer, og økono-menes rolle bør være å utrede konse-kvensene av ulike valg. Om det finnesnoen tragedie, sa Rødseth, så er detkanskje at den norske debatten omkorridorpasienter handler om økt til-førsel av midler mens land uten våreoljeinntekter har greid å løse detteproblemet på andre måter.

I sin forberedte kommentar tilRødseths innlegg, fulgte IngvildSvendsen fra Norges Bank oppRødseths siste poeng. Oljemilliardeneseneste tragedie, hevdet hun, er at deødelegger den offentlige debatten.Spørsmålet om økt bruk stjeler opp-merksomhet fra spørsmålet om priori-tering og organisering i offentligsektor. Svendsen avsluttet med å be-merke at økonomer i sine forsøk på å fåtil en ansvarlig bruk av oljemilliardeneofte fremstår som gledesdrepere. I denpåfølgende spørsmålsrunden bidroflere til at sistnevnte poeng nærmest bleet slags kollektivt hjertesukk, og detvar også frustrasjon over at de såkalte

bankøkonomer får råde grunnen i me-dia. Videre ble det nevnt at debattenikke bare bør handle om intertemporalfordeling i Norge, men også om inter-nasjonal fordeling.

Over de to dagene forskermøtetvarte ble det avholdt fire bolker medparallelle sesjoner. Med forbehold omat vi ikke har justert for seleksjons-skjevhet, er det vårt inntrykk at nivåetvar høyt. Anslag for den tilhørendevariansen skal vi ikke gi, men dentematiske bredden var i alle fall upå-klagelig. Framlagte resultater ble be-hørig kommentert, ofte med betydeligengasjement. Det toppet seg kanskje iseksjonen for grunnlagsproblemer daen debattant påsto at en presentasjonvar basert på sinne mens forfatterenhardnakket hevdet at det handlet omdypt engasjement!

Den sosiale delen av forskermøtet ernesten like viktig som den faglige, ogfor andre år på rad var det satt av tid tilen «uformell sammenkomst for doktor-gradsstudenter og andre interesserte»før festmiddagen. Selve festmiddagenfant sted på Bø hotell med LarsHåkonsen som vert. Han ønsket vel-kommen og fortalte hvordan komiteeni sine forberedelser hadde erstattet«just-in-time-prinsippet» med et nyttprinsipp; «a-bit-too-late». Kjersti-GroLindquist fra Norges Bank varkveldens hovedtaler, angivelig denførste kvinnelige hovedtaler i forenin-gens historie. Hun kom raskt på bølge-lengde med forsamlingen og tok forseg navneskiftet fra sosialøkonomi tilsamfunnsøkonomi. Stemningen varhøy, og Lindquist ble hyppig avbrutt avapplaus. Neste taler var Per Isaksen fraHøgskolen i Telemark som kåserteover temaet «sosialøkonomer jeg harmøtt». Redaktør i Sosialøkonomen,Karine Nyborg, hilste fra foreningenshovedstyre som glimret med sitt fra-vær. Hun bekjente at hun i mange århadde vært blant dem som ikke reistepå forskermøtet fordi hun trodde detville være kjedelig. Etter sitt tredje for-skermøte på rad sa hun seg imidlertidimponert over hvor mange gode ogkreative arbeider som ble presentert og

hvor mange dyktige og hyggelige men-nesker det var å treffe. Åpenbart er detflere enn Karine Nyborg som har gjortseg denne erfaringen, for svært mangeav de samme deltagerene kommerigjen år etter år. Kari Eika fra Uni-versitetet i Oslo hadde fått i oppdrag åtakke for maten. Det var en oppgavehun viste seg å være spesielt godt kva-lifisert for siden hun hadde arbeidserfa-ring fra kjøkkenet på Bø hotell! JanTore Klovland stod for utdelingen avprisen for beste artikkel i Sosialøko-nomen og Norsk økonomisk tidsskrift,som i år gikk til Vidar Ringstad. Der-med kan man si at mikroøkonometri ogBø igjen kom i fokus siden Ringstadjobber ved Telemarksforskning og eren av mikroøkonometriens pionérer iNorge.

Etter middagen var vi forespeilet etinnslag med lokale krefter. I Bø kan detbety så mangt, men da turen gikk ned ikjelleren under Bø hotell og til etdansegulv opplyst av fargede spotlightsvar det vel de færreste som forestilteseg at det skulle bli hardingfelemusikktil konjakken. Vi fikk servert smake-biter fra en større forestilling i toner ogord der Per-Anders Buen Garnås ogEivind Blikstad vekslet mellom sagn,historier og slåtter. De to høstet tram-peklapp, og slåtten «Den gærneBøheringen» ble framført som ekstra-nummer.

Stor takk til programkomiteen sombestod av Hilde Bojer fra Universiteteti Oslo, Jan Erik Askildsen fraUniversitetet i Bergen, Knut Løylandog Lars Håkonsen fra Telemarks-forsking og Nils E. Sørgaard fraHøgskolen i Telemark. Sistnevnte varleder for den lokale arrangements-komitéen. I tillegg bidro Mona Skjoldfra foreningen og Bergit Forberg fraHøgskolen i Telemark med adminis-trativ støtte.

Neste års forskermøte vil finne stedpå Universitetet i Oslo. Vel møtt! ■

Ivar Kolstad og Jarle Møen

Forskermøtet

41

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Sosialøkonomprisen ble innstiftet avSosialøkonomenes Forening i 1989 ogskal gå til den artikkel i Sosialøko-nomen eller Norsk Økonomisk Tids-skrift som «best forener et høyt faglignivå med en god presentasjonsform».Prisen og er på kr. 10 000 og ledsagesav et grafisk blad med tittel «For lengesiden» av H.M. Buflod. Bedømmelses-komitéen har bestått av professoreneJørn Rattsø, NTNU og Victor D. Nor-man og Jan Tore Klovland, NHH.

Siste årgang av Sosialøkonomen ogNorsk Økonomisk Tidsskrift inne-holder mange gode og velskrevneartikler som belyser aktuelle spørsmålpå en faglig velbegrunnet måte. Mangeav årets bidrag tar for seg problemerknyttet til den offentlige sektors øko-nomi. Vi kan blant annet lese en rekkeartikler om skattereformer, kommunaløkonomi, sykehusdrift og produksjonav offentlige tjenester.

Årets prisvinnerartikkel har også sinbakgrunn i et forskningsprosjekt ved-rørende offentlig økonomi, men tar oppet mer generelt metodisk problem.Årets pris går til Vidar Ringstad for ar-tikkelen «Om subjektivitet i tilfreds-hetsundersøkelser», som ble publisert iSosialøkonomen nr. 8, 2000. I et tid-ligere forskningsprosjekt om tilfreds-het med kommunale tjenester fant

Ringstad at det i surveyundersøkelservar en påfallende liten grad av korrela-sjon mellom objektive indikatorer forkvaliteten av kommunale tjenester ogbrukernes subjektive tilfredshet. Ring-stad viser at dette fenomenet, som ogsåer kjent fra den internasjonale littera-turen, er karakteristisk for en rekkekommunale tjenestetilbud i Norge:barnehave, grunnskole, legetjenester,syke- og aldershjem og hjemmehjelp.For ingen av disse områdene var kvali-tative indikatorer for ressursbrukensærlig utslagsgivende for brukernes til-fredshet. I stedet viser det seg at det ergenerelle stemningsindikatorer somhar betydning for folks tilfredshet medkommunale tjenester. Når folk svarerpå om de er fornøyd med barnehaverog aldershjem, kan man derfor si at detvirker som om det er viktigere for folkat været var bra, at det lokale bilverk-stedet ikke hadde glemt bunnproppenved oljeskiftet, og at svigermor for engangs skyld hadde vist seg fra en godside, enn at kommunen hadde bruktmye ressurser på området. Det sterkeelementet av subjektivitet er viktig å tahensyn til når man vurderer svarene fraslike surveyundersøkelser, og Ring-stads artikkel inneholder en artig oginnsiktsfull analyse av disse spørsmå-lene.

Når komiteen synes Vidar Ringstader en meget verdig prisvinner, har detikke bare sammenheng med dennesiste artikkelen i Sosialøkonomen, menfordi han har gitt en rekke bidrag til deninternasjonale forskninglitteraturen, tilden offentlig debatt og til formidling avøkonomisk teori. Ringstad har i desenere år publisert en imponerende rek-ke interessante empiriske artikler basertpå norske data, ofte sammen med yngreforskere. Og ikke minst har VidarRingstad også levert en rekke bidrag in-nenfor anvendt økonometri av megethøy internasjonal kvalitet. Hans økono-metriske studier av produktfunksjoner,til dels sammen med Zvi Griliches, vilbli stående som meget sentrale arbeiderinnenfor dette feltet. Han har såledesklart å kombinere en imponerende inn-

sats innenfor grunnlagsforskningen pådet internasjonale plan med formid-lingsvirksomhet og aktiv deltagelse iden offentlige debatt her hjemme. Deter derfor en stor glede for meg å kunneoverrekke årets Sosialøkonompris tilVidar Ringstad. ■

Jan Tore Klovland

FFoorrsskkeerrmmøøtteett

Sosialøkonomprisen 2000

Vidar Ringstad

42

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R.

1 2

001

Arne Jon Isachsen:BORTE BRA? Samfunnsøkonomiske betraktningerCappelen Akademiske Forlag,Oslo 2000. 127 sider

AJI skriver lett og godt – og han harmye på hjertet. Mange vil finne noe åglede seg over – eller bli utfordret av –i denne lille boka. Det er likevel et pro-blem at AJI ikke gjør det klart hvemhan skriver for. Noen kapitler er nær-mest små petiter fra hans reiser iBaltikum og Kina ispedd folkeopplys-ning om hva en omstilling til markeds-økonomi innebærer. Eldre økonomervil nok more seg, men antakelig ikkelære mye nytt eller bli provosert. Forferske økonomer, derimot, kan AJIspraktiske grep vise hvordan økonomis-ke resonnementer i praksis kan hjelpetil med å rydde opp i rotete problem-stillinger i en vanskelig overgang frasentraldirigering til marked.

Et kapittel om ti dager i Amerika girinteressante glimt fra samtaler medkjente amerikanske økonomer. Der kandet være motsatt. For ferske økonomerkan både personene og problemstil-lingene være ukjente, mens mer erfarneøkonomer får et artig innblikk i tenk-ningen hos sentrale fagpersoner.

Dette siste kapitlet om år hjemmeerpå 25 sider, og AJI omtaler det selvsom en artikkel han har arbeidet medsiden 1978. Det var dette kapitlet sominteresserte meg mest, som gammelOslo-økonom, og det vil jeg bruke littplass til å kommentere. Fra yngre øko-nomer fikk jeg imidlertid tilbakemel-dingen at det AJI drøfter her, tilhørerforrige generasjon og er passé. Her tarhan et oppgjør med mye av det øko-nommiljøet på Blindern (og i sin tidFrederiks gate) har stått for, men hanhar også mange råd og vink som burdevære nyttige for økonomer som ønskerå satse på en faglig karriere.

Han skriver blant annet Et produktskvalitet, ……, må vurderes ut fra hvemdet er myntet på. Hvem skriver manfor? Denne regelen synder han altsåmot, og det er dumt, for AJI har myeinteressant å fare med, men for sværtulike grupper. Kanskje er det forlagetsom har presset ham til å samle notaterfra skrivebordskuffen istedenfor å fåham til å bearbeide deler av stoffet vi-dere. Mange trykkfeil tyder også påslapt forlagsarbeid. AJI har mye erfa-ring og mange fine observasjoner fraomstillinger fra sentraldirigering tilmarkedsøkonomi som kunne bearbei-des videre til glede både for fagøkono-mer og for et bredere publikum.

Også det siste kapitlet, som er detmest faglig rettede, er litt springendeog etter min mening ikke helt konsis-tent. Likevel ville det være synd omikke synspunktene hans blir diskutertblant økonomer. Han starter med sittmøte med Janteloven (selv om han ikkebruker ordet) da han begynte påSosialøkonomisk institutt etter flere årsutenlandsopphold. Som meget produk-tiv, og nærmest altetende når det gjaldtemner han tok opp, møtte han myeskepsis og motvilje. Hans forklaring erat miljøet var preget av skyggen av enstor mann, professor Ragnar Frischsom døde i 1973. Dette bruker han såtil å gå videre til å drøfte ulempene vedå arbeide i skyggenes dal, man utviklerikke sitt eget potensial. Skyggenes dal,det er når det er mesterens nysgjerrig-het og ikke ens egen som blir bestem-mende for eget arbeid.

I sin beskrivelse av forutinntatthetog sneversyn hos mange på instituttetmå jeg gi AJI mye rett. Jeg jobbet derselv i flere år, blant annet som assistentfor Frisch. Når det gjelder forklaring,er jeg derimot ikke så sikker. Frisch varså spesiell, for ikke å si sær, at selv omhan hørte til det internasjonale topp-sjiktet, ble de fleste vaksinert mot hanssynspunkter og arbeidsmetoder. Detvar ikke mange som forsøkte å gå ihans fotspor. Samtidig hadde vi LeifJohansen, som også AJI fremhever somåpen, tolerant og inspirerende. Detsamme vil jeg si om Trygve Haavelmo,den tredje store mesteren på instituttet.Han ga det rådet at man burde ta oppproblemstillinger som få andre varopptatt av, istedenfor å gå inn i sentraleområder som allerede er drøvtygget.

Da er det mye kortere vei til forsk-ningsfronten, som han sa. Derfor trorjeg det må være andre grunner til dentendensen til krav om rettroenhet somfortsatt kan prege instituttet.

AJI nevner en nybakt ekspedisjons-sjef i Finansdepartementet som i etforedrag hevdet at eieformen ikke betyrnoe for produksjonen. Jeg har en styggmistanke om at det gjelder meg. I såfall har han rett i at jeg har endretstandpunkt. Nå er det jeg som strevermed å få forståelse hos instituttets pro-fessorer for at spørsmål om eierforholdog egenkapital, som preger avisenesspalter, ikke bare dreier seg om fik-sjonsøkonomi, for å bruke et begrep fraFrisch. Næringspolitikk dreier seg ommer enn profittmaksimering og å holdeorden på relative priser.

Hva man enn måtte mene omØkonomisk institutt, synes jeg AJI av-slutter sine betraktninger med noengode råd til unge mennesker om hvor-dan de kan finne frem til faglige (forsk-nings-) oppgaver som de vil trives medog utvikle seg videre på. Disse rådeneutvikler han videre i senere avsnitt un-der stikkordet:Hvordan gjøre det bes-te ut av å være nest best.

Han illustrer sine betraktninger medtre figurer som jeg her har konsentrerttil én. Utgangspunktet hans er at bådeforskeren og den utøvende økonomenbåde trenger trygghet i det grunnleg-gende (vitenskap) og nysgjerrighet påvirkeligheten og evne og indre frihet tilå undre seg over det man ikke forstår(kunst). Som AJI skriver, når Haavel-mo så et regneeksempel prøvde hangjerne å finne et generelt uttrykk gjen-nom en likning, mens AJI prøver å fin-ne et regneeksempel når han ser en lik-ning (og det er også et bidrag). Det il-lustreres ved de to aksene.

VIT

EN

SK

AP

Nobelprisnivå

Øverst, på høyt faglig nivå finner vitidligere og potensielle Nobel-pristakere. De atskiller seg fra hveran-dre i kunstnerisk orientering, Debreuundersøker grunnleggende sammen-henger i økonomien mens for eksempelStiglitz har mer øye for hva som rørerseg i verden. En ung økonom har i lø-pet av studietiden beveget seg utover idiagrammet ved å utvikle både kunn-skaper og faglig nysgjerrighet, og stårså overfor karrierevalg. Én mulighet erå utvikle sin nysgjerrighet på praktiskspørsmål, altså alternativ A. En annener å satse på en vitenskapelig karriere,B. Faren er da imidlertid at evner og ta-lent ikke strekker til, internasjonaletidsskrifter vil ikke publisere ensepokegjørendebidrag. Etter noen år girman opp og det går tilbake på beggedimensjoner, alternativ C.

Svakheten ved denne modellen erskillet mellom kunst og vitenskap, jegtror at de som satser på abstrakt viten-

skap kan være vel så nysgjerrige, også ipraktiske spørsmål, som vi praktikere.Likevel synes jeg han får frem poengersom er vel verdt å ta vare på. Han strørogså ut en rekke andre råd og betrakt-ninger som mange økonomer nok vilha nytte av å ta inn over seg. Ett råd hansom han ikke gir, men som han burdeta inn over seg selv, er at når du harskrevet noe, er det lurt å la det ligge ågodgjøre seg litt. Når du så tar det fremigjen, sørg for at det du har å si, bud-skapet, kommer klart frem. Problemetmed denne boka, og selv med det sistekapitlet, er at her er så mange betrakt-ninger og innfall at det ikke er lett å fåtak i hovedpoengene. Derfor er den foreksempel ikke så godt egnet somstudentveileder som den klare frem-stillingen av enkeltproblemstillingerskulle tilsi. ■

Per Schreiner

43

ØK

ON

OM

ISK

FO

RU

MN

R. 1 2

001

Redaktører: Lars-Erik BorgeKai LeitemoKarine Nyborg

Organisasjonskonsulent:Mona SkjoldE-post: mona.skjold@samfunnsokonomene.no

•Utgitt avSamfunnsøkonomenes ForeningLeder: Bent ValeGeneralsekretær: Birgit Laudal

•Besøksadresse:Skippergt. 33Postadresse:Postboks 8872Youngstorget0028 OSLOE-post: sekretariatet@samfunnsokonomene.noTelefon: 22 41 32 90Telefax: 22 41 32 93www.samfunnsokonomene.noPostgiro: 0813 5167887Bankgiro: 8380 08 72130

•Utkommer med 9 nummer pr. år, den 1. i hver måned bortsett fra dobbeltnummer jan. / febr. som utkommer 15. januar og novembernummeret utkommer allerede 20. oktober. Utkommer ikke i juli og august.

Abonnement kr 600,–Studentabonnement kr 250,–Enkeltnr. kr 80,– inkl. porto.

ANNONSEPRISER(ekskl m v a):1/1 side ..... kr. 5 400,–3/4 side ..... kr. 4 875,–1/2 side ..... kr. 4 350,–Byråprovisjon 10%

Frist for annonser:10 dager før utgivelsesdato.

Trykk: Grafisk Hus a/s, Bergen

Månedens bok

Medlemskap iTenker du på å melde deg inn i

Samfunnsøkonomenes Forening?

Be om informasjon i sekretariatet,

telefon 22 41 32 90

telefax22 41 32 93

E-post:sekretariatet@samfunnsokonomene.no

Økonomiskforum

Retur: Økonomisk forum,P.b. 8872 Youngstorget 0028 OSLO

C-BLAD

Utg

iver

sted

– B

erge

n –

Gra

fisk

Hus

a.s

ECON Senter for økonomisk analyse

a.s er en uavhengig, medarbeidereid

kompetansebedrift som driver

utredning, forskning og rådgivning

innenfor samfunnsøkonomiske

problemstillinger.

ECON har kontorer i Oslo,

Stavanger, Stockholm og Paris,

og har for tiden nesten

70 ansatte.

Vi ønsker å styrke staben med en erfaren

S k a t t e ø k o n o mfor primært å jobbe med teoretiske og empiriske analyser av det norskeskattesystemet.

Den vi søker har erfaring med skatteøkonomiske analyser fra departementeller forskningsinstitusjon. Han eller hun holder et høyt faglig nivå, har godesamarbeidsevner og evne til å formidle resultater skriftlig og muntlig til våreoppdragsgivere. Vi ønsker oss dessuten kritiske og selvstendige medarbeideresom tar initiativ og kommer med forslag til hvordan vi blir bedre.

Vi tilbyr konkurransedyktige betingelser i et inspirerende og dynamiskarbeidsmiljø med høyt faglig nivå.

Det er gode muligheter til å forme sin egen arbeidsdag innenfor rammen aven kollektiv arbeidsform.

For mer informasjon om ECON, se www.econ.no, eller kontakt Jan-Morten Torrissen på telefon 22 98 98 50.

Flere opplysninger om stillingen kan gis av Roar Bergan på telefon 22 98 98 50.

Søknad sendes innen 9. februar til ECON Senter for økonomisk analyse a.s,Postboks 6823 St. Olavs plass, 0130 OSLO.