NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT

Transkript

1 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT INNHOLD Side Artikler: FREDRIK CARLSEN OG EINAR SPJØTVOLL: Aksjemarkedet og realinvesteringer 233 ANN HELEN ELGSÆTHER OG KÅRE JOHANSEN: En analyse av lønnsdanningen i norsk industri 255 TORBERG FALCH: Lønnsdanning for kommunalt ansatte ingeniører 277 Artikkelfmfattere i dette nummer 300 English Summcny ÅRGANG HEFTE Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

2 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT Redaktør: Steinar Holden Redaksjon: Rolf Jens Brunstad, Gunnar Bårdsen, Tor Amt Johnsen, Fredrik Carlsen, Knut Anton Mork og Birger Vikoren Produksjonskonsulent Inger Kurds Utgitt av: Sosialøkonomenes Forening Leder Frank Myhre Tidsskriftets Postboks 8872 Youngstorget adresse: 0028 OSLO Telefon Telefax: Postgiro: Bankgiro: Abonnementspris kr 230, Studentabonnement kr 160, Enkeltnr. kr 60, inkl. porto Annonsepriser (ekskl. mva.) gjeldende fra 1. januar /1 side kr 4.000, 3/4 side kr 3.500, 1/2 side kr 3.000, Abonnement løper til oppsigelse foreligger.

3 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) /07(1993) AKSJEMARKEDET OG REALINVESTERINGER* Av Fredrik Carlsen og Einar Spjøtvoll Vi tester om norske, børsnoterte selskapers realinvesteringer påvirkes av svingninger i aksjekursene. Ingen av proxyvariablene for aksjeavkastning er signifikante når vi også inkluderer proxyvariable for fundamentale faktorer, som hvorvidt det foreligger lønnsomme investeringsmuligheter. Resultatene tyder på at bedriftene ignorerer kursutslag som ikke er relatert til endringer i fundamentale faktorer. 1. Innledning Liberaliseringen av aksjemarkedet førte til at omsetningsvolumet i annenhåndsmarkedet og omfanget av nyemisjoner skjøt i været. Bedriftene har fått nye finansieringsmuligheter samtidig som aksjemarkedets kontrollog saneringsfunksjoner er styrket. Men utviklingen har også potensielle ulemper. Forskere og representanter for næringsliv og fagbevegelse har uttrykt bekymring over at bedriftsledere blir opptatt av d tilfredsstille aksjehandlere med kort tidshorisont. I så fall risikeres at bedriftene nedprioriterer tiltak som styrker deres langsiktige overlevelsesevne. Dette kan medføre at næringslivet satser for lite på realinvesteringer, forskning/utvikling og generell kompetanseoppbygging. Empiriske studier viser at aksjekursene samvarierer med realinvesteringene, både på makronivå (Barro, 1990; Blanchard, Rhee og Summers, 1990), og bedriftsnivå (Morck, Shleifer og Vishny, 1990). Som illustrert i figur 1 kan dette ha to forklaringer. Én mulig forklaring er at realinvesteringene kun avhenger av fundamentale faktorer, som etterspørselen etter bedriftenes produkter, rentenivået, og dersom det er imperfeksjoner i markedet for ekstern kapital tilgangen på interne midler. Endringer i disse fundamentale faktorene fører til at bedriftenes investeringsplaner revideres. * Takk til Øyvind Bøhren, konferansedeltakere på FIBE X ved Norges Handelshøyskole, to konsulenter og redaktøren for nyttige kommentarer.

4 234 Samtidig påvirker endringer i de fundamentale faktorene også aksjekursene. Påvirkningen skjer gjennom to kanaler, direkte, ved at ny informasjon om fundamentale faktorer tilflyter aksjemarkedet, og indirekte, ved at investeringsbeslutningene gir aksjonærene informasjon om ledelsens preferanser og oppfatninger. Følgelig vil empiriske undersøkelser vise at aksjekursene og realinvesteringene er korrelerte selv om bedriftene utelukkende fatter investeringsbeslutningene på grunnlag av utviklingen i fundamentale faktorer. Alternativ to er at aksjekursene øver selvstendig påvirkning på bedriftenes beslutninger. En aksje kan være feilpriset, sett fra ledelsens synspunkt, fordi investorene har mindre informasjon om de fundamentale faktorene enn ledelsen. Mange investorer er såkalte støyhandlere (eng: noise traders) som tar korte posisjoner basert på forventninger om hvordan andre investorers forventninger vil utvikle seg. En årsak til at aksjekursene samvarierer med realinvesteringene kan således være at ledelsen velger å la investeringene påvirkes av investorenes oppfatninger selv om ledelsen mener aksjene er under- eller overvurdert. For samfunnet er det ønskelig at investeringene er samfunnsøkonomisk lønnsomme. Samfunnet er følgelig tjent med at ledelsen ikke tar hensyn til kursutslag som har sin bakgrunn i ryktedannelser og stemningsbølger blant investorer med begrenset informasjon om selskapets fremtidsutsikter. I artikkelen forsøker vi d diskriminere mellom de to alternativene som er illustrert i figur 1. Basert på paneldata for et utvalg børsnoterte industriselskaper for perioden 1980 til 1989 estimeres investeringsrelasjoner der ulike proxyvariable for aksjeavkastning inkluderes sammen med proxyvariable for fundamentale faktorer. Dermed kan vi si noe om aksjekursene bidrar til å forklare investeringene når det korrigeres for utviklingen i fundamentale faktorer. Vår fremgangsmåte bygger på pionérarbeidet til Morck, Shleifer og Vishny (1990). Forfatterne bruker kapitalverdimodellen (CAPM) til d beregne enkeltaksjers idiosynkratiske kursutslag, dvs. utslag utover de som følger av bevegelser i aksjemarkedets totalindeks. Som proxyvariable for fundamentale faktorer anvendes salg og kontantstrøm. Forfatterne tolker endringen i investeringsrelasjonenes føyning når kursutslag inkluderes i tillegg til salg og kontantstrøm som et uttrykk for aksjemarkedets selvstendige påvirkning på investeringene. Deres undersøkelse, som

5 235 baseres på et amerikansk datamateriale, konkluderer med at aksjekursene har liten betydning for investeringene. I motsetning til Morck, Shleifer og Vishny undersøker vi om resultatene er robuste når det brukes instrumentvariable for proxyvariablene for fundamentale faktorer. Da proxyvariablene påvirkes av beslutninger som fattes simultant med investeringsbeslutningene, vil regressorene være endogene. Vår undersøkelse støtter opp under konklusjonene til Morck, Shleifer og Vishny. Når proxyvariable for fundamentale faktorer inkluderes, har kursutslag ikke signifikant effekt på investeringene. Det synes derfor ikke som om norske bedrifter legger avgjørende vekt på kurssvingninger når investeringsbeslutningene fattes. I avsnitt 2 drøftes nærmere hvilke mekanismer som kan forårsake at aksjekursene påvirker investeringene. Avsnittene 3 og 4 presenterer testopplegget og resultatene, mens avsnitt 5 konkluderer. 2. Teori To forutsetninger må være oppfylt for at investeringsbeslutningene skal påvirkes av aksjekursene i tillegg til fundamentale faktorer; i) Ledelsen må ha mer informasjon om fundamentale faktorer enn tilstrekkelig mange eller store investorer slik at det forekommer feilprising sett fra ledelsens synsvinkel. ii) Ledelsen må velge d ta hensyn til investorenes oppfatninger slik de kommer til uttrykk i aksjekursene selv om man mener de fundamentale faktorene tilsier at selskapet fører en annen investeringspolitikk. Vi diskuterer i tur hvorvidt forutsetningene i) og ii) vil være oppfylt. De fleste investorer har mindre kunnskap enn ledelsen om selskapets fremtidsutsikter som følge av transaksjonskostnadene ved informasjonsinnsamling og selskapets behov for d holde hemmeligheter skjult for konkurrentene. Når en investor vet at markedet ikke er effisient, vil det være rasjonelt d ta hensyn til ens oppfatninger om hva andre investorer tror. Dette bidrar til d gjøre aksjemarkedet ustabilt. De fleste empiriske undersøkelser konkluderer med at kursene svinger mer enn utviklingen i de fundamentale faktorene tilsier (Froot og Obstfeld, 1991). Investorer med innsidekunnskap kan tjene på d selge når en aksje er overvurdert og kjøpe dersom aksjen er undervurdert. Denne aktiviteten

6 236 presser aksjekursen tilbake mot sitt riktige leie og bidrar til å redusere varigheten av stemningsbaserte kursutslag. Imidlertid er det flere forhold som tilsier at en aksje kan forbli undereller overpriset i lengre tid selv om enkelte investorer har innsidekunnskap (De long et al, 1990; Shleifer og Vishny, 1990). For det første er det ikke risikofritt å kjøpe eller selge en aksje som er feilpriset. De fundamentale faktorene kan endre seg, og investorenes forventninger kan utvikle seg slik at aksjen blir ytterligere feilpriset. For det andre har de fleste investorer begrensete midler til rådighet. Den som finansierer en aksjehandler, kan ikke avgjøre med sikkerhet om tap skyldes at det har vært spekulert høyt med andres penger, at vedkommende er inkompetent, eller uheldige omstendigheter. Manglende kontrollmuligheter kan således medføre at aksjehandlere blir kvantumsrasjonert i lånemarkedet eller avkrevd høy rente. I sd fall vil investorene være tilbakeholdne hvis de tror det tar tid før kursen justeres, selv om de er forholdsvis sikre pd at aksjen er feilpriset. For det tredje vil det være positive eksternaliteter knyttet til aksjehandel. Dersom én investor kjøper en undervurdert aksje, blir det mer attraktivt for andre investorer å gå inn i markedet da utsiktene til kursoppgang bedres. Dermed kan det oppstå flere likevekter, hvorav noen innebærer at kursavvik varer ved. Risikoen for feilprising er størst når det tar lang tid før investorenes usikkerhet oppløses. Det er grunn til å tro at realinvesteringer kommer i denne kategorien da de fulle konsekvenser av investeringsbeslutninger forst viser seg flere dr etter at beslutningene tas. Følgelig vil innsideinvestorer være forsiktige med å ta posisjoner dersom feilprising skyldes manglende kunnskap om investeringsprosjekter. Vi drøfter sa hvorvidt ledelsen kan tenkes å handle i tråd med den rådende stemning blant investorene slik den kommer til uttrykk gjennom aksjekursene selv om ledelsen mener aksjene er feilpriset. Hvis en aksje overprises, overvurderes aksjens avkastningspotensiale og selskapets egenkapitalandel. Selskapets reelle kapitalkostnader, sett fra de gamle investorenes synsvinkel, vil være lavere enn nye investorer legger til grunn, bade fordi aksjeemisjon er fordelaktig og fordi selskapets lånekostnader avhenger av egenkapitalandelen. Et investeringsprosjekt som finansieres ved emisjon/låneopptak representerer således en inntektsoverføring fra nye til gamle investorer. Det kan derfor tenkes at ledelsen

7 237 vil gjennomføre prosjekter som er samfunnsøkonomisk ulønnsomme fordi eksisterende investorer kommer bedre ut. Tilsvarende kan lave kurser bidra til å redusere investeringsvolumet. Aksjekursen er relatert til investorenes oppfatninger om selskapets fremtidsutsikter. Hvis en aksje er lavt priset, er dét et signal om at investorene ikke tror selskapet rår over lønnsomme prosjekter. Dersom ledelsen allikevel velger å ekspandere virksomheten, risikeres at kursen faller ytterligere. Tilsvarende betyr høy kurs at investorene mener selskapets fremtidsutsikter er gode. Hvis selskapet ikke investerer, kan kursen falle fordi investorene føler ledelsen er for passiv. Stemningsbaserte kursutslag vil følgelig ha betydning for investeringsbeslutningene dersom ledelsen ønsker å påvirke kursutviklingen på kort sikt. Det er flere årsaker til at ledelsen kan tenkes å ville ta slike hensyn (Stein, 1988, 1989). Hvis selskapets aksjer har høy omløpstid, er aksjonærene tjent med at kursfall unngås til tross for at beslutningen som forårsaker fallet, er korrekt i et langsiktig perspektiv. For det andre kan kursfall lokke frem raidere. Morck, Shleifer og Vishny (1989) finner at risikoen for uvennlige overtakelser avhenger av kursutviklingen. Slike overtakelser medfører gjerne skifte av ledelse og selskapsstrategi, noe ledelsen selvsagt ønsker å unngå. For det tredje vil investorene legge vekt pd hvilke oppfatninger som var rådende på beslutningstidspunktet når de vurderer om tap skyldes uheldige omstendigheter eller gale beslutninger (Scharfstein og Stein, 1990). En leder som går mot strømmen, er mer sårbar for kritikk enn om vedkommende handler i tråd med investorenes forventninger. Både hensynet til egen inntekt og eget omdømme tilsier derfor at ledere i noen grad vil rette seg etter stemningsbølger. Det er således en rekke momenter som peker i retning av at bedriftenes investeringsbeslutninger vil avhenge av kursutslag som ikke reflekterer all relevant informasjon om selskapet. Hvor sterk denne sammenhengen er, avhenger av hvordan aksjemarkedet fungerer. Et effisient marked med god likviditet og betydelige innslag av langsiktige investorer, må antas d gi en svakere sammenheng mellom kortsiktige svingninger og investeringsadferd enn et aksjemarked dominert av investorer med mangelfull kunnskap og kort tidshorisont. Tabell 1 viser aksjonærstrukturen i norske, børsnoterte selskaper samt for børsnoterte selskaper eller aksjeselskaper i en rekke OECD land. Ban-

8 238 ker og andre finansinstitusjoner er regnet som langsiktige investorer. Vi ser at slike institusjonelle investorer er svakt representert hos oss, mens Sverige, Finland, Storbritannia og Japan har en høy andel investorer innenfor disse kategoriene. For Tysklands vedkommende er tallene noe misvisende, da tyske banker utøver eierskap på vegne av andre investorer. Norge er karakterisert ved at husholdningene spiller en forholdsvis begrenset rolle mens myndighetene og utenlandske investorer er tungt lime. Oslo Børs (1992) gir en oversikt over omsetningshastigheten ved et utvalg børser. Norske aksjonærer sitter i gjennomsnitt med aksjene i to dr. De fleste børser, herunder børsene i de andre nordiske land, har lavere omløpshastighet enn Oslo Børs. Bruk av gjennomsnittstall kan imidlertid gi et galt inntrykk, da det gjerne er en liten gruppe aksjehandlere med begrenset innflytelse over selskapets disposisjoner som drar opp gjennomsnittet (Froot, Perold og Stein, 1992). Høy omsetningshastighet og lav andel finansinstitusjoner blant aksjonærene skulle tilsi at sammenhengen mellom kursutslag og bedriftenes disposisjoner er mer markert i Norge enn i andre land. På den annen side er det er vanskelig d si noe om hvilken virkning myndighetene og utlendingenes høye eierandel har. 3. Spesifikasjon og data For d teste hvorvidt selskapets investeringsbeslutninger påvirkes av kurssvingninger som ikke reflekterer fundamentale faktorer, går vi frem som folger. Først utformes ulike proxyvariable for fundamentale faktorer. Disse brukes til d estimere et sett med investeringsrelasjoner. Deretter konstrueres variable som karakteriserer aksjekursutviklingen før og i samme tidsrom som investeringsutgiftene kommer til uttrykk i regnskapet. Vi undersøker sd om disse variablene har forklaringskraft når utvalgte proxyvariable for fundamentale faktorer tas med. Internasjonalt foreligger det ingen konsensus om hvilken modell som er best egnet til A, beskrive bedrifters investeringsatferd. Mens nyklassiske investeringsmodeller, herunder akselleratormodeller, rådet grunnen pd 60- og 70-tallet, har Q-modeller vært dominerende på 80-tallet (se for eksempel Summers, 1981; Chirinko, 1987; Hoshi, Kashyap og Scharfstein, 1990, 1991).

9 239 Det er gjort forholdsvis få studier av investeringsatferd med norske data, og disse synes ikke d gi entydige konklusjoner. Vi skal kort referere hovedresultatene fra fire studier som alle bruker kvartalsvise tidsserier hentet fra nasjonalregnskapet. Steigum (1975) ser pd bruttoinvesteringer i maskiner fra 1959 til Han finner at industriens salg og forretningsbankenes utlån er signifikante forklaringsfaktorer. Biørn (1979) estimerer investeringsrelasjoner basert pd industristatistikk for perioden 1962 til Både samlete investeringer og investeringer innenfor kategoriene bygninger/anlegg, transportmidler og maskiner studeres. Den viktigste forklaringsvariabelen er industriens bruttoprodukt. Flere lag av denne variabelen er signifikante. Realkapitalens brukerpris har betydning for maskininvesteringene men ikke for investeringer i bygninger/anlegg og transportmidler. Biørn (1985) anvender data for fire industrisektorer fra 1967 til 1978 til d estimere separate relasjoner for sektorenes produksjonskapasitet og deres kapitalkoeffisienter. Kapitalkoeffisientene karakteriserer produksjonens kapitalintensivitet og sammensetningen av realkapitalen. For produksjonskapasitet finner Bjorn at en sentral forklaringsvariabel er kapitalrentabilitet, målt som netto driftsresultat dividert pd kapitalens gjenanskaffelsesverdi. Derimot er proxyvariabler for etterspørsel bare signifikante for enkelte lag. Brukerprisene på bygnings- og maskinkapital har signifikant forklaringskraft for kapitalkoeffisientene. Jensen (1985) ser pd et utvalg industrisektorer og noen andre næringer, og bruker data fra 1969 til For industrien er brutto driftsresultat en viktig forklaringsvariabel, mens produksjonsvekst er signifikant i enkelte sektorer. For de øvrige næringene er produksjonsvekst den viktigste variabelen mens brutto driftsresultat synes d ha liten betydning. Hensikten med vårt arbeid er ikke d teste hvorvidt en spesiell investeringsmodell forkastes av norske data. Derimot ønsker vi å komme frem til et sett forklaringsvariable som kontrollerer for utviklingen i fundamentale faktorer slik at aksjekursene ikke bærer orginal informasjon om disse. Situasjonen pd forskningsfronten tatt i betraktning, har vi valgt en pragmatisk innfallsvinkel der en rekke kandidater som proxyvariable for fundamentale faktorer proves ut. Appendiks A redegjør nærmere for hvordan de ulike variablene er konstruert.

10 240 Vi inkluderer driftsresultat, DR, kontantstrøm, CF, og netto inngående kontantbeholdning, CS t_ i, både fordi variablene er relatert til selskapets lønnsomhet og fordi tilgang på interne midler har betydning for investeringsbeslutningene når det er imperfeksjoner i markedet for ekstern kapital. Som proxyvariable for forventet etterspørsel etter selskapets produkter er det naturlig å bruke produksjon, X t, og salg, S. Da disse er sterkt korrelert, er kun salg tatt med i relasjonene. I tillegg har vi inkludert dividende, Dt, da bedriftenes valg av utbytte indikerer hvilken inntjening ledelsen forventer. Variablene skaleres med realkapitalens gjenanskaffelsesverdi ved starten av året, Kt_ 1. Skalering bidrar til normalitet i restleddene. Vår database gir opplysninger om årlige investeringsutgifter fordelt på fire kategorier realkapital. Vi beregner investeringene, It, som summen av investeringsutgiftene. Ved salg av anleggsmidler har vi ikke trukket salgssummen fra investeringsbeløpet. En investeringsbeslutning er irreversibel i den forstand at realkapitalen settes sammen av komponenter som anskaffes til markedspris, mens det ikke er mulig å splitte opp realkapitalen og selge komponentene til samme markedspris etter at investeringen er foretatt. Det er derfor urimelig å anta at investerings- og salgsbeslutningene kan beskrives ved samme atferdsrelasjon. Som avhengig variabel brukes investeringsraten; Investeringene, It, dividert pd Kri. Gjenanskaffelsesverdien beregnes ved rekursive iterasjoner basert på opplysninger om de forskjellige investeringskomponentenes levetid og prisutvikling (denne fremgangsmaten brukes blant annet av Fazzari, Hubbard og Peterson, 1988 og Hayashi og Inoue, 1991). I investeringsrelasjonen har vi tatt med lagget investeringsrate og ett lag av forklaringsvariablene for å fange opp tregheter i forventningsdannelsen og installasjonskostnader. Vi har også inkludert ett lead av forklaringsvariablene som proxyvariable for selskapenes forventninger om hvordan de fundamentale faktorene vil utvikle seg. For disse variablene vil faktisk og forventet verdi ikke falle sammen og avviket vil variere systematisk med restleddet. Vi bruker derfor instrumenter for lead i alle regresjoner. Som instrumentvariable brukes lagget verdi av forklaringsvariablene.

11 241 Vår investeringsrelasjon blir: It/Kt_ = + E3 I (It_ i/kt_2) + 132(DR/Kt_ ) + 133(CF/Kt_ ) + [34(CSIKt_ 1 ) + 135(stxt_)+ [36(Dtxt_i) f37(drt_ 1 [38(CFt_i Xt-2) Xt-2) f39(cs t-1- / K t-2) 010(St-1/Kt-2) ± 011 (Dt-1/Kt-2) + 012(DRt+1/1(t) + 013(CFt+1/1(t) 014(CS t+1/kt) P15(St+1/Kt) 016(Dt+1/1(t) ± sat hvor CYt er et feilledd. Vi har sløyfet fotskriftnotasjon for individuelle bedrifter. Ved utforming av proxyvariable for aksjekursutvikling står vi overfor to problemstillinger. For det første må vi ta stilling til hvordan kursbevegelser skal måles. En mulighet er å beregne en aksjes avkastning for en bestemt periode. I sa fall vil variabelen både avspeile investorenes oppfatninger om fremtidsutsiktene for næringslivet generelt og om forhold som er spesifikke for det enkelte selskap. Alternativt kan vi forsøke skille ut aksjekursens idiosynkratiske komponent ved bruk av likevektsteori som beskriver hvordan enkeltaksjer og markedsporteføljen samvarierer og anvende denne komponenten til å konstruere forklaringsvariable. Artikkelens formål er å teste om investeringsbeslutningene påvirkes av kursutslag som medfører at aksjen er under- eller overvurdert sett med ledelsens øyne. Kursutslag som har sitt opphav i endringer i makroøkonomiske forhold kan tenkes å gi ledelsen verdifull informasjon om fremtidig inntjening mens det er mindre sannsynlig at ledelsen får slik informasjon fra utslag som er spesifikke for selskapet (Morck, Shleifer og Vishny, 1990). Hvis dette er riktig, er det aksjens idiosynkratiske komponent som gir mest informasjon om avviket mellom ledelsen og investorenes oppfatninger. På den annen side vil ledelsen trolig være mer lydhør overfor selskapets investorer når deres forventninger er i tråd med de oppfatninger som gjør seg gjeldende i aksjemarkedet generelt. I så fall vil det være aksjens totalavkastning og ikke bare den idiosynkratiske komponenten som påvirker ledelsens beslutninger. Det er derfor grunn til å prøve begge fremgangsmåter. Videre må det tas stilling til tidspunktet for registrering av kursbevegelser. Da vi ønsker A diskriminere mellom to alternative forklaringer på at aksjekursene og investeringene samvarierer, må vi måle kursutvikling-

12 242 en i tiden forut for investeringsbeslutningen. Dersom variabelen registeres for tidlig, risikerer vi at kursutslaget har mistet sin påvirkningskraft innen beslutningen tas. Dersom variabelen registreres for sent, vil aksjekursen også reflektere markedets reaksjon pd investeringsbeslutningen. Vi vet ikke hvor lang tid det tar fra investeringsbeslutningen tas til investeringsutgiftene kommer til uttrykk i regnskapet. Vi prover derfor ut forskjellige alternativer for registrering av aksjekursvariablene og undersøker om resultatene er følsomme overfor valg av registreringsperiode. Akkumulert aksjeavkastning for et selskap i løpet av en gitt periode, R. j = A,..,F, beregnes som den aritmetiske sum av månedlige avkastf ningtall. Figur 2 viser hvilke perioder variabelen er registrert. For å beskrive aksjens idiosynkratiske komponent, tar vi utgangspunkt i markedsmodellen. For hvert selskap brukes månedlige data til d estimere en relasjon mellom meravkastning utover risikofri rente for henholdsvis selskapet og Oslo Børs totalindeks. Det viser seg at disse regresjonene gir konstantledd som er signifikant forskjellig fra null for flere av selskapene. Dette tyder pd at en aksjes systematiske risiko (beta) ikke fanger opp alle relevante egenskaper ved aksjens risiko. I sd fall bør vi bruke markedsmodellen i stedet for Sharpe-Lintner-Mossin CAPM. Vi beregner meravkastning, 9, j = A,..,F, som den akkumulerte sum av relasjonens residualer for de samme tidsrom som R. Aksjens meravkastning er dens J avkastning korrigert for kursutslag som skyldes svingninger i aksjemarkedet som helhet. Regnskapsdata er hentet fra A/S Oslo Børs Informasjons database for børsnoterte selskaper for periden 1980 til Databasen er basert på selskapenes årsrapporter. Aksjeavkastningdata er hentet fra Norges Handelhøyskoles database, AMADEUS, som gir data tilbake til 1982 for en rekke selskapers vedkommende. De fleste selskapene som vi har tilstrekkelige opplysninger om, opererer innen industri og shipping. For å få et mest mulig homogent utvalg, har vi valgt bare å ta med industriselskaper i undersøkelsen. Dette for å sikre at vi er i stand til d finne frem til gode proxyvariable for fundamentale forhold. I alt er 20 selskaper inkludert. Selskapene er listet i appendiks B. Da det er behov for d bruke noen observasjoner til å beregne det enkelte selskaps realkapital og vi inkluderer et lag av forklaringsvariablene, er 1983 det første dr som inngår i investeringsrelasjonene.

13 Resultater Med utgangspunkt i investeringsrelasjonen anvendte vi suksessive Waldtester for d eliminere variable. Vi ble da stående igjen med følgende proxyvariable for fundamentale faktorer, DR/K1, CFt_ 1/Kt_2 og Dt_ 1 /Kt_2. Tabell 2 viser et utvalg OLS-regresjoner estimert med GAUS og SHA- ZAM. Det fremkommer at både DR t /Kt_ i og Dt_ 1 /Kt_2 har positive og signifikante koeffisienter, og at dette ikke endres om CF t_ 1 /Kt_2 tas med. Koeffisienten til CFt_ i/kt _2 har riktig fortegn, men er ikke signifikant pd 5%-nivå. I de tre første regresjonene er dummy variable for hvert selskap tatt med. F-testen er ikke signifikant når lagget investeringsrate inkluderes. Dette virker rimelig da dummy variablene fanger opp nivåforskjeller i investeringsraten mellom selskapene. Hausmans spesifikasjonstest søker d diskriminere mellom feilkomponentmodellen (random-effect) og OLS med dummy variable (fixed-effect). Resultatene tyder pd at feilkomponentmodellen er d foretrekke for relasjonene II og III mens OLS bør anvendes for I. Da «condition index» er lav, synes ikke multikollinearitet d representere noe problem. Videre tyder Durbin-Watson observatoren for paneldata pd at vi har første ordens seriekorrelasjon i residualene for regresjonene II og III. Når lagget avhengig variabel inkluderes, er de kritiske verdiene ikke gyldige, men resultatene tyder pd at investeringsrelasjonen er misspesifisert uten lagget investeringsrate. Da det etter vår mening er sterke a priori grunner for A. inkludere lagget investeringsrate, går vi videre med relasjon IV. Vi har sjekket at de resultatene vi rapporterer i det følgende, også holder når selskapsspesifikke dummy variable inkluderes (da er utgangspunktet relasjon I). Tabell 3 viser estimerte investeringsrelasjoner når proxyvariablene for aksjeavkastning og meravkastning står alene som regressorer sammen med lagget investeringsrate. GMM anvendes for å komme frem til instrumenter for lagget investeringsrate (se forklaring nedenfor). Både RD, RE og RF har positive og signifikante koeffisienter. Det synes som om kursutviklingen i dr t-1, og særlig i siste halvdel av året, er relatert til investeringsbeslutningene. Både EA, EB, Ecep og EE har signifikant positive koeffisienter. I motsetning til hva tilfelle er for aksjeavkastning, synes investeringene å være relatert til kursbevegelser både i periode t og periode t-1. Dette kan tyde på at den idiosynkratiske komponenten av kursutslaget fanger opp investorenes reaksjon pd investeringsbeslutningen.

14 244 Tabell 3 viser videre regresjonene når driftsresultat og lagget utbytte inkluderes i tillegg til proxyvariablene for kursutvikling. I regresjonene brukes instrumenter for lagget investeringsrate, driftsresultat og lagget utbytte. Bedriften bestemmer selv hvor mye utbytte som skal utdeles og har også innflytelse pd driftsresultatet. Vi har følgelig et potensielt simultanitetsproblem fordi bedriften fatter beslutninger om investeringene og høyresidevariablene samtidig. Det gjelder også laggete høyresidevariable da det ikke er usannsynlig at investeringsbeslutningene fattes i periode t-1. I tillegg kommer at vi skalerer investeringene og driftsresultatet med N samme nevner. Dersom realkapitalens gjenanskaffelsesverdi er beheftet med målefeil, vil estimatene bli skjeve. Relasjonene er estimert ved hjelp av DPD (Arellano og Bond, 1988). DPD tar utgangspunkt i Hansens generaliserte momenters metode (GMM) for finne frem til optimale instrumenter. For 1984 brukes investeringsraten i 1982 som instrument, for 1985 brukes investeringsratene i 1982 og 1983 og sd videre. I tillegg brukes to lag av kontantstrøm og salg, ett lag av driftsresultat og utbytte lagget to ganger som instrumenter. Det fremkommer av tabellen at Sargans test ikke forkaster nullhypotesen om at våre instrumenter er gyldige. Arellano og Bonds m 1 test tyder videre på at vi ikke har seriekorrelasjon når driftsresultat og lagget utbytte inkluderes. Condition index tyder på at aksjekursvariablene og proxyvariablene for fundamentale faktorer ikke er sterkt korrelerte. Vi ser at når driftsresultat og lagget utbytte tas med, reduseres koeffisientene til aksjeavkastning og meravkastning. De fleste koeffisientene forblir positive, men for ingen av variablenes vedkommende er koeffisientene nå signifikante. 9, j A, E, har koeffisienter i intervallet når variablene står alene. Når proxyvariable for fundamentale faktorer inkluderes, faller koeffisientene til Driftsresultat har signifikant positive koeffisienter i samtlige regresjoner mens lagget utbytte er signifikant på 5%-nivå i de fleste av regresjonene. Føyningen til relasjonene i tabell 3 blir klart bedre når driftsresultat og lagget utbytte tas med. Sammenligner vi med regresjon IV i tabell 2, ser vi at koeffisientene til driftsresultat og lagget dividende påvirkes lite om proxyvariable for aksjekursutvikling inkluderes. Vi har også estimert relasjonene i tabell 3 uten bruk av instrumenter for lagget investeringsrate, driftsresultat og lagget dividende. Vi viser ikke

15 245 resultatene da koeffisientene påvirkes lite. t-verdiene til lagget dividende Oker noe slik at variabelen blir signifikant pd 5%-nivå i alle regresjonene. 5. Konklusjon Våre resultater peker i retning av at aksjekursene ikke øver selvstendig påvirkning på investeringsbeslutningene. Dette tyder på at sammenhengen mellom investeringer og aksjekurser som empiriske studier har påvist, skyldes at underliggende faktorer påvirker både investeringsbeslutningene og kursene eller at aksjemarkedet reagerer positivt når et selskap velger d utvide kapasiteten. Sett fra samfunnets synsvinkel er dette en gledelig konklusjon. Selv om aksjemarkedet er flyktig, fordi mange aksjehandlere har lite kunnskap om selskapene og opererer med kort tidshorisont, behøver ikke det A smitte over på selskapenes realøkonomiske disposisjoner. Det må understrekes at vårt utvalg er lite og består av selskaper som har overlevd 80-årene uten å bli slått sammen med andre selskaper. Følgelig kan vi ikke si noe generelt om hvilke faktorer som påvirker beslutningene i en situasjon der overtakelse eller konkurs er overhengende. Vi kan heller ikke konkludere med at det er likegyldig hvorvidt aksjemarkedet er ustabilt eller ikke. Jo større kurssvingningene er, jo høyere blir investorenes avkastningkrav og dermed selskapenes kapitalkostnader. Appendiks A Databasen angir investeringsutgifter fordelt på fire kategorier, Bygninger/fast eiendom, maskiner/inventar/transportmidler, skip/fly og diverse anleggsmidler. It settes lik summen av investeringsutgiftene i år t. Realkapitalens gjenanskaffelsesverdi, Kt, settes lik summen av de fire investeringskomponentenes gjenanskaffelsesverdier i slutten av år t. Hver av disse beregnes rekursivt etter formelen: Kt (1-1/LT) [(K ri Pt/Pt-1) + (PriPt- P*5 (It SA)}, hvor LT er levetid, Pt verdien av den aktuelle prisindeksen i slutten av år t og SA t salg av anleggsmidler i år t. For LT brukes nasjonalregnskapets anslag for investeringskomponentenes gjennomsnittlige levetid. Denne er 60 år for bygninger ol., 20 år for maskiner ol. og skip og fly, og 15 år for diverse anleggsmidler. For Pt anvendes nasjonalregnskapets prisindekser for bruttoinvesteringer i bygg og anlegg for bygninger ol. og bruttoinvesteringer i maskiner, utstyr, ol. for

16 246 maskiner ol. og diverse anleggsmidler. Nasjonalregnskapets prisindeks for skip er åpenbart gal da det opereres med negative priser flere år. Vi har derfor gått frem som følger for å komme frem til en prisindeks for skip/fly. Fra Fearnresearch har vi fått oppgitt kontraheringspriser ved japanske og koreanske verft på slutten av året, angitt i $, for en rekke skipstyper og hvor mange brutto dødvekts tonn norske redere har kontrahert av hver skipstype. Prisindeksen er beregnet som et veiet snitt av disse prisindeksene omregnet i norske 'kroner etter valutakursen 31/12, hvor vektene er de ulike skipstypenes andel av total kontrahering. Som det fremgår av formelen antar vi at bruttoinvesteringer og salg av anleggsmidler er jevnt fordelt over året. I initialåret 1980 settes gjenanskaffelsesverdi lik bokførte anleggsmidler for de ulike komponentene av realkapitalen. Det viser seg at ved bruk av ovenstående formel blir noen av realkapitalens komponenter negativ for enkelte selskaper i enkelte år. Vi har da satt gjenanskaffelsesverdien av den aktuelle komponenten lik null det året. Total gjenanskaffelsesverdi blir imidlertid alltid positiv. Driftsresultat, DR, er selskapets driftsresultat i år t. Kontantstrøm, CF, beregnes slik: Resultat før årsoppgjørsdisposisjoner økning i lagerverdi + ordinære avskrivninger netto oppskrivning av anleggsmidler nettogevinst ved salg av anleggsmidler skatter + salg anleggsmidler. Hvorvidt nettogevinst ved salg av anleggsmidler skal trekkes ut, avhenger av om selskapene angir salgsbeløp eller bokført beløp for salg av anleggsmidler. Foretakene har anledning til å bruke begge metoder og vi har ikke opplysninger om hvilken praksis det enkelte selskap har fulgt. Som det fremgår av formelen antas at salg anleggsmidler angis som salgsbelop. De fleste bedrifter bruker FIFO-metoden for verdsetting av lagervarer. I så fall kan vi bruke årsrapportens opplysninger om bokført lagerverdi da denne er tilnærmet lik varenes markedsverdi. Ved beregning av kontantbeholdning, CS, tas med kontanter, aksjer, obligasjoner, andre fordringer og kassekreditt, fratrukket kortsiktig gjeld. Alle størrelser beregnes ut fra regnskapet i år t slik at variabelen angir netto kontantbeholdning ved utgangen av år t. Produksjon, Xt, settes lik driftsinntekter pluss endring i lagerverdi. Salg, St, settes lik driftsinntekter. For utbytte, Dt, brukes opplysninger om foreslått utbytte. Aksjeavkastning, Ri, j = A,..E, beregnes som den aritmetiske sum av månedlig avkastning for den aktuelle perioden (se figur 2). Meravkastning, ej, j = A,..F, beregnes ut fra markedsmodellen. For hvert selskap brukes månedlige avkastningsdata til å estimere følgende regresjonsligning:

17 247 Ri, = ai + P irm, + ait, hvor R i, og Rm, er meravkastning ut over risikofri rente for måned t for henholdsvis selskap i og Oslo Børs totalindeks og (Tit er et feilledd. g, j A,..F, settes lik summen av regresjonsligningens residualer for den aktuelle perioden. Som proxyvariabel for risikofri rente brukes eurokronerenten for plasseringer med 3-6 måneders løpetid. Appendiks B SELSKAPER SOM ER MED I UNDERSØKELSEN Elkem Norsk Hydro Dyno Industrier Hafslund-Nycomed Elektrisk Bureau Bjølvefossen Nora Industrier Rena Kartonfabrik Kværner Norsk Data (a-aksjer) Freia Block Watne Jonas Øglænd Skiens Aktiemølle Nydalens Compagnie Nob0 Tou Unitor DNO (a-aksjer) Saga Petroleum Referanser: Arellano, M. og Bond, S. 1988: Dynamic Panel Data Estimation using DPD A Guide for Users, mimeo. Arellano, M. og Bond, S. 1991: Some Tests of Specification of Panel Data, Review of Economic Studies 58, Bhargava, A., Franzini, L. og Narendranathan, W. 1982: Serial Correlation and the Fixed Effects Model, Review of Economic Studies 49, Barro, R. 1990: The Stock Market and Investment, Review of Financial Studies 3, Bjorn, E. 1979: Analyse av investeringsatferd: Problemer, metoder og resultater, Samfunns- Økonomiske studier nr. 38, SSB.

18 248 Bjorn, E. 1985: En kvartalsmodell for industrisektorers investeringer og produksjonskapasitet, Rapporter 85/24, SSB. Blanchard, O., Rhee, C. og Summers, L. 1990: The Stock Market, Profit and Investment, Working Paper No. 3370, NBER. Chirinko, R. 1987: Tobin's Q and Financial Policy, Journal of Monetary Economics 19, De long, B., Shleifer, A., Summers, L. og Waldmann, R. 1990: Noise Trader Risk in Financial Markets, Journal of Political Economy 98, Fazzari, S., Hubbard, R. og Peterson, B. 1988: Financing Constraints and Corporate Investment, Brookings Papers on Economic Activity 1:1988, Froot, K. og Obstfeld, M. 1991: Intrinsic Bubbles: The Case of Stock Prices, American Economic Review 81, Froot, K., Perold, A. og Stein, J. 1992: Shareholder Trading Practices and Corporate Investment Horizons, Journal of Applied Corporate Finance, Hayashi, F. og Inoue, T. 1991: The Relationship between Firm Growth and q with Multiple Capital Goods: Theory and Evidence from Panel Data on Japanese Firms, Econometrica 59, Hoshi, T., Kashyap, A. og Sharfstein, D. 1990: Bank Monitoring and Investment, i Hubbard, R. (ed.): Asymmetric Information, Corporate Finance, and Investment, University of Chicago Press. Hoshi, T., Kashyap, A. og Sharfstein, D. 1991: Corporate Structure, Liquidity, and Investment, Quarterly Journal of Economics 106, Jensen, M. 1985: Kvartalsvise investeringsrelasjoner basert på en utvidet akseleratormodell, Rapporter 85/21, SSB. Morck, R., Shleifer, A. og Vishny, R. 1989: Alternative Mechanisms for Corporate Control, American Economic Review 79, Morck, R., Shleifer, A. og Vishny, R. 1990: The Stock Market and Investment: Is the Market a Sideshow?, Brookings Papers on Economic Activity 2:1990, Oslo Bors, 1992: Nøkkeltall. Prowse, S. 1990: Institutional Investment Patterns and Corporate Financial Behavior in the United States and Japan, Journal of Financial Economics 27, Scharfstein, D. og Stein, J. 1990: Herd Behaviour and Investment, American Economic Review 80, Shleifer, A. og Vishny, R. 1990: Equilibrium Short Horizons of Investors and Firms, American Economic Review 80 P&P, Steigum, E. 1975: Bankkreditt og realinvesteringer en empirisk test, Statsøkonomisk Tidsskrift 89,1-14. Stein, J. 1988: Takeover Threats and Managerial Myopia, Journal of Political Economy 96, Stein, J. 1989: Efficient Capital Markets, Inefficient Firms: A Model of Myopic Corporate Behavior, Quarterly Journal of Economics 104, Summers, L. 1981: Taxation and Corporate Investment: A q-theory Approach, Brookings Papers on Economic Activity 1:1981, White, H. 1980: A Heteroskedasticity-Consistent Covariance Matrix Estimator and a Direct Test for Heteroskedasticity, Econometrica 48,

19 249 Fundamentale faktorer Støy Fundamentale faktorer Støy Aksjekurser Aksjekurser Realinvesteringer Realinvesteringer Figur 1: Alternative forklaringer på at aksjekursene samvarierer med realinvesteringene. t-1 RA Rc Figur 2: Beregningsintervaller for ulike proxyvariable for aksjeavkastning. Investeringene foretas i dr t.

20 250 Tabell 1: Prosentandel aksjer holdt av ulike kategorier investorer. Informasjon Norgea Sverige" Finland' UKd Frankrikee Tyskland Italiag USAf Japant fra Banker 0,6? 15,1 0,9? 8,7 4,4 0,0 20,5 Andre finansinstitusjoner 16,0 36,3 19,4 57,9 25 6,5 8,5 19,7 23,5 Bedrifter 27,3 29,7 26,5 3, h 41,7 14,2 11,1 24,0 Husholdninger 11,2 14,7 24,8 21, ,4 15,5 59,9 24,0 Myndigheter 15,8 9,2? 2,0 6,0 40,7 0,0 0,0 Utlendinger 28,7 7,9? 12,4? 18,7 14,4 5,0 5,0 a) Aksjeselskaper notert ved Oslo Bors. b) Aksjeselskaper notert ved Stockholm Bors. c) Aksjeselskaper notert ved Helsinki Bors. d) Aksjeselskaper notert ved London Bors. e) Aksjeselskaper notert ved Paris Bors. f) Alle aksjeselskaper. g) Aksjeselskaper notert ved Milano Bors. h) Inkluderer også myndigheter. Kilder: Oslo Bors (1992) (alle land unntatt USA og Japan), Prowse (1990) (USA og Japan).

21 251 Tabell 2: Et utvalg regresjoner med proxyvariable for fundamentale faktorer. Paneldata for perioden observasjoner, t- verdier korrigert for heteroskedastisitet (White (1980)) i parentes. Regresjon I, II og III inneholder dummy variable for selskap. p-verdier i klammeparentes. Avhengig variabel: I 1/K1. Regresjon I II III IV i1-i/kt (0.64) (2.89) CF1,i /K 1 _ (1.41) DR i/k i _ i (3.29) (2.77) (3.22) (3.33) D1-1/K (2.55) (2.11) (2.93) (1.80) R2 adj DW a P C.I F-test dum.var.b (0.18) (0.02) (0.02) Hausmans spes. test(' (0.02) (0.88) (0.70) a) DW er skjev når regresjonene inneholder lagget avh. var. DW p = Durbin-Watson for paneldata (Bhargava et al. 1982)). b) Nullhypotese: Koeffisientene foran dummy variablene er like. c) Nyllhypotese: Regresjonsligningen har bedriftsspesifikke feilledd. (Alternativ: Bedriftsspesifikke dummy variable.)

22 252 Tabell 3: Estimerte investeringsrelasjoner med proxyvariable for aksjeavkastning, meravkastning og fundamentale faktorer. Paneldata for observasjoner, t-verdier korrigert for heteroskedastisitet (White (1980)) i parentes. Dummy variable for selskaper er ikke inkludert. Avhengig variabel: I t/kt_ i. R. J It- /Kt-2 DR/Kt_ Dt- /Kt-2 Wald Sargan 1 C.I (0.55) 0.57 (5.60) 38.7(2) 36.6(33) A (-1.94) 0.29 (2.50) 0.61 (3.74) 1.64 (1.56) 50.2(4) 24.5(31) (2) 36.0(33) (1.06) (5.33) (4) 23.7(31) (-1.39) (2.27) (3.79) (1.46) (2) 39.6(33) (1.21) (5.29) (4) 25.4(31) (-0.03) (2.30) (3.87) (1.60) (2) 39.5(33) (2.30) (6.05) (4) 27.5(31) (0.73) (2.41) (4.09) (1.68) (2) 34.6(33) (2.33) (3.73) (4) 25.6(31) (1.08) (2.91) (3.67) (1.60) (2) 31.7(33) (1.99) (6.31) (4) 24.8(31) (0.39) (2.73) (4.11) (1.58)

23 253 I t _ 1 /K DR/K1 Dt _ i/k t_, Wald Sargan m1 C.I (2) 30.5(33) (1.99) (6.04) A (4) 23.6(31) (0.76) (2.77) (2.76) (1.76) (2) 33.9(33) (2.57) (5.85) E B (4) 24.7(31) (0.50) (2.29) (3.10) (1.65) Cc (2) 39.3(33) (2.45) (5.51) (4) 26.4(31) (0.10) (2.01) (3.90) (1.59) (2) 39.2(33) (3.08) (5.87) E D (4) 28.0(31) (0.78) (2.25) (3.94) (1.66) (2) 34.9(33) (2.42) (5.39) E E (4) 25.5(31) (1.43) (2.66) (3.58) (1.64) (2) 34.7(33) (1.13) (5.10) E F (4) 24.2(31) (-0.57) (2.31) (4.45) (1.61) Wald-testen tester om forklaringsvariablene samlet har signifikant forklaringskraft. Sargan-testen tester en nullhypotese om at instrumentene er ukorrelert med restleddet. m, er en test for 1. ordens seriekorrelasjon utviklet av Arellano og Bond (1991). m 1 er asymptotisk standard normalfordelt.

24

25 Norsk Økonomisk Thiss.krifi (NOT) /07 (1993), HVOR VAR INSIDERNE? EN ANALYSE AV LØNNSDANNINGEN I NORSK INDUSTRI* Av Ann Helen Elgsæther og Kåre Johansen Siktemålet med denne artikkelen er å avdekke betydningen av insideifaktorer i lonnsdanningen i norsk industri. Data for 22 sektorer indikerer at: (i) sektorinterne variable som pris og produktivitet generelt påvirker sektorlonningene; (ii) betydningen av slike faktorer varierer mellom sektorer klassifisert etter konkurransetype; (iii) okt aggregert arbeidsledighet virker lonnsdempende ved lav ledighet initialt; mens (iv) insiderhysterese har liten betydning. 1. Innledning AKU-ledigheten passerte 100 tusen ca. 1. kvartal 1989 og har stort sett steget etter den tid. Ved utgangen av januar 1993 var omlag 188 tusen personer registrert helt ledige eller sysselsatt på tiltak. 1 Dette var flere enn ved utgangen av januar 1992, og tilsvarte 8.5 prosent av arbeidsstyrken. Lønnsveksten har vært relativt lav de siste drene. I 1992 var årslønnsveksten på samme nivå som under lønns- og prisstoppen i 1979, mens timelønningene i norsk industri økte med 2.2 prosent fra 1991 til Det grunn til å tro at den lave lønnsveksten tildels skyldes et slakt arbeidsmarked. Et viktig spørsmål er imidlertid hvordan lønningene vil reagere på et eventuelt oppsving i norsk økonomi. Okt aktivitetsnivå kan lett tenkes ha en sterkere lønnsdrivende effekt sammenlignet med en tilsvarende reduksjon i aktiviteten. Dette skyldes bl.a. en høy andel langtidsledige som ikke representerer et like aktivt eller attraktivt arbeidstilbud sammenlignet med korttidsledige. Gjennom en oppgangskonjunktur vil korttidsledigheten reduseres, og det kan tenkes at bedriftene relativt raskt vil * Vi vil takke deltakere på instituttseminar, en anonym konsulent og tidsskriftets redaktør for kommentarer, og Carl-Jakob Midttun for tilrettelegging av datamaterialet. Ingen av de ovennevnte gjøres ansvarlig for det endelige produkt. I Kilde for alle fakta i dette avsnittet er Økonomisk utsyn over året 1992.

26 256 erfare knapphet på arbeidskraft. Videre vil det være en konflikt mellom arbeidere i sikker jobb, insiderne, og arbeidsledige outsidere. Ved lokal lønnstilpasning kan bedre lønnsomhet tas ut i form av økt lønn snarere enn økt sysselsetting. Det er spørsmål av siste type som forsøkes analysert i det foreliggende arbeidet som studerer lønnsdanningen i norsk industri basert på paneldata for 22 sektorer fra En sentral problemstilling vil være å teste om sektorlønningene påvirkes av sektorinterne variable som produktpris og produktivitet. Flere arbeider, som f.eks. Holmlund og Zetterberg (HZ (1991)) og Layard et al. (1991), argumenterer for at slike "insider'- variable har liten betydning i land med sentraliserte forhandlinger sammenlignet med økonomier preget av lokal lønnstilpasning. De empiriske resultatene i HZ (1991) gir støtte til denne hypotesen. For de nordiske landene rapporteres lave og stort sett ikke-signifikante effekter av sektorinterne variable. Resultatene indikerer sterkere insidereffekt i (tidligere) Vest-Tyskland, og særlig i USA. Langtidseffekten av sektorpris er omlag 10 ganger høyere i USA enn i Norge. Nickell og Wadhwani (1990) estimerer også klart signifikant insidereffekt i britiske industribedrifter. Estimatene er klart høyere enn HZ (1991) sine resultater for de nordiske Iandene, men langt lavere enn for USA. Vi ønsker å undersøke om HZ (1991) sine resultater for Norge er robuste overfor valg av informasjonssett samt spesifikasjon av lønnsrelasjonen. Vårt datagrunnlag er basert på nasjonalregnskap etter næring for perioden mens HZ (1991) benytter data for industristatistikken for årene Videre undersøkes om effekten av sektorinterne variable er forskjellig mellom ulike sektorer etter konkurransetype. Vår hypotese, basert på prediksjonene fra Aukrustmodellen (Aukrust (1977)), er at sektorinterne variable betyr mest i konkurranseutsatte sektorer. Videre forhandler metallarbeidere ofte først ved sentrale, forbundsvise oppgjør. Det er grunn til å anta at disse overenskomstene har vært retningsgivende ved forhandlinger i andre industrisektorer. For det tredje vil vi undersøke om effekten av sektorinterne variable endres over tid. Som bl.a. rapportert i Holden (1989), Rødseth og Holden (1990), og Moene og Seierstad (1990) har betydningen av lokal lønnstilpasning økt i løpet av vår estimeringsperiode. Dersom sentraliseringsgraden har relevans, vil vi vente at effekten av sektorinterne variable øker i løpet av perioden. Hypotesen testes ved d estimere lønnsrelasjoner for ulike delperioder.

27 257 For det fjerde testes eksistensen av såkalt medlemskap- eller insiderhysterese ved å inkludere sysselsettingsvekst i lønnsrelasjonen. Resultatene fra norske studier basert på aggregerte tidsserier tyder på at slike effekter er fraværende [Se Stolen (1990) og Johansen (1991 a)]. Nickell og Wadhwani (1990) rapporterer signifikant hysterese-effekt i britiske industribedrifter. Vi vil derfor undersøke om mer disaggregert informasjon gir samme resultater som de nevnte makroanalysene. For det femte undersøkes sammenhengen mellom lønn og aggregert arbeidsledighet. Resultatene rapportert i HZ (1991) indikerer en svakt stigende, men ikke-signifikant lønnskurve. Dette er inkonsistent med resultater fra nyere norske tidsserieanalyser som f.eks. Nymoen (1989), Stolen (1990) og Johansen (1991 a, b). Alle disse undersøkelsene avdekker en signifikant, men klart ikke-lineær sammenheng mellom lønn og tilbakedatert arbeidsledighet. Det er grunn til A anta at resultatene i HZ (1991) skyldes feilspesifikasjon siden bare løpende ledighet inkluderes. Resten av dette arbeidet er organisert som følger: I avsnitt 2 diskuteres det teoretiske grunnlaget for lønnsrelasjonen som benyttes i den empiriske analysen. Modellen implementeres empirisk i avsnitt 3. Avsnitt 4 inneholder trekk ved datamaterialet. Empiriske resultater presenteres i avsnitt 5. Konkluderende kommentarer er i avsnitt En modifisert insider-outsider modell. En sentral problemstilling i nyere arbeidsmarkedsforskning har vært forklare relativt høy lønnsvekst i Vest-Europa til tross for rekordartet arbeidsledighet. En hypotese er at lønnsdanningen domineres av insidere [Se f.eks. Blanchard og Summers (1986, 1987), Lindbeck og Snower (1989) og McDonald og Suen (1992)] hvilket impliserer insider- eller medlemskaphysterese i lønnsbestemmelsen. Viktige spørsmål i forbindelse med tillemping av denne hypotesen innenfor en forhandlingsmodell gjelder bl.a. oppsigelsesregler og «medlemskapsbestemmelse». Anta først at oppsigelse skjer etter omvendt ansiennitet, og at fagforeningen er opptatt av velferden til medianarbeideren. Ved marginale sysselsettingsendringer har medianmedlemmet alltid sikker jobb, og stramheten i arbeidsmarkedet vil være uten betydning for lønnsbestemmelsen. Minst to forhold kan modifisere dette resultatet. For det første innebærer muligheten for nedleggelse av avdelinger eller hele bedrifter en viss sannsynlighet for