NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT

Transkript

1 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT INNHOLD Side Artikler: KNUT A. MAGNUSSEN: Konsumatferd, kredittrasjonering og forsiktighetsmotivert sparing En analyse på norske makrodata VIDAR RINGSTAD OG KNUT LOYLAND: Inntektsvirkninger av arbeidsløshet 35 QAISAR FA.ROOQ OG ESPEN FROYLAND: Empirisk modellering av norske pengemarkeds- og obligasjonsrenter 63 TORBJØRN HÆGELAND: Hvor mye bidrar okt utdanning til Økonomisk vekst? 93 Bokanmeldelse 121 Artikkelforfattere i dette nummer 126 English Summary ÅRGANG HEFTE Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

2 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT Redaktør: Jon Vislie Redaksjon: Torstein Bye, Tom Bernhardsen, Jan Morten Dyrstad, Nils-Henrik M. von der Fehr, Kjell G. Salvanes og Lars Sørgard Produksjonskonsulent Inger Kuras Utgitt av: Sosialøkonomenes Forening Leder Stein B. Hauglid Generalsekretær: Birgit Laudal Tidsskriftets Postboks 8872 Youngstorget adresse: 0028 OSLO Telefon: Telefax: Postgiro: Bankgiro: Abonnementspris kr 175, Studentabonnement kr 100, Enkeltnr. kr 100, inkl. porto Annonsepriser (ekskl. mva.) gjeldende fra 1. januar /1 side kr 4.500, 3/4 side kr 4.000, 1/2 side kr 3.500, Abonnement løper til oppsigelse foreligger.

3 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 111 (1997), 1-33 KONSUMATFERD, KREDITTRASJONERING OG FORSIKTIGHETSMOTIVERT SPARING EN ANALYSE PÅ NORSKE MAKRODATA * av Knut A. Magnussen I denne artikkelen tester vi om norske konsumenter tilpasser seg i henhold til livslopshypotesen med rasjonelle forventninger Ved estimering med norske makrodata for perioden , altså etter at de fleste av reguleringene i det norske kredittmarkedet var fjernet, finner vi klare indikasjoner på at hypotesen kan forkastes for mer enn halvparten av konsumentene. Vi finner også at en indikator basert på direkte observasjoner av konsumentenes egne forventninger om den Økonomiske utviklingen bidrar til å predikere fremtidig konsumvekst, også når vi kontrollerer for andre relevante variable. Resultatet gir støtte til hypotesen om forsiktighetsmotivert sparing. 1. INTRODUKSJON Den teoretiske bakgrunnen for en stor del av den empiriske konsumlitteraturen er livssyklus- og permanentinntektshypotesen, utviklet av hhv. Modigliani og Friedman på 1950-tallet. Det sentrale ved begge hypotesene er at det løpende forbruket avhenger av konsumentens samlede ressurser over livsløpet. Kapitalmarkedet gir konsumentene mulighet til å velge en konsumprofil som avviker fra inntektsprofilen, typisk slik at konsumet utvikler seg relativt flatt, mens inntekten øker over tid. Det trenger således ikke være noen sterk sammenheng mellom inntekt og forbruk i samme periode. Det er forventet fremtidig inntektsutvikling, sammen med * Takk til Jonny Nordøy for god forskningsassistanse på dette prosjektet. Noe av datagrunnlaget er hentet fra hovedoppgaven hans, se Nordøy (1995). Takk også til Ådne Cappelen, Bjørn Naug og to anonyme konsulenter for verdifulle kommentarer til et tidligere utkast og til Pål Boug som bisto i sammenligningen med resultatene i Boug, Mork og Tjemsland (1995.

4 2 formuen og eventuelt andre variable, som er med på å bestemme konsumet. Med tilbakeskuende inntektsforventninger vil likevel løpende inntekt som regel spille en viktig rolle i å forklare konsumutviklingen, i tråd med keynesiansk tankegang. Forutsetter en i stedet at konsumentene har rasjonelle forventninger om fremtidige inntekter vil, ifølge Hall (1978), konsumveksten ikke påvirkes av løpende inntekt, bare av overraskende inntektsendringer. Hans modell har imidlertid enda sterkere implikasjoner, det skal ikke være mulig å predikere konsumveksten fordi all informasjon om fremtidig konsum er reflektert i dagens konsum. Hall testet selv sin modell på amerikanske data og fant overraskende stor støtte i empirien, kun aksjekursutviklingen kunne ifølge hans resultater bidra til d. predikere konsumet. En rekke etterfølgende studier de siste 15 årene har også testet Halls hypotese, og de fleste analysene forkaster den, med ulike begrunnelser og datasett. Som regel har modellen blitt avvist fordi predikerbare inntektsendringer kan bidra til å forklare konsu- mutviklingen, noe som har blitt kalt «excess sensitivity to income». Et eksempel på dette er når en i makroanalyser finner at en del konsumenter forbruker sin løpende inntekt, og en slik modell er bl.a. postulert av Campbell og Mankiw (1989). Sammenhengen mellom konsum og løpende inntekt knyttes ofte til kredittrasjonering, som er et åpenbart brudd med Halls forutsetninger. Hans modell bygger imidlertid også på andre strenge forutsetninger, bl.a. at konsumentene er i stand til å danne rasjonelle forventninger om fremtidig inntekt. Selv om de fleste studier trekker i retning av at Halls modell bør forkastes, er årsaken til dette resultatet mer uklar. Få analyser har gjennomført tester av Halls hypotese på norske data. Mork og Smith (1989) finner ikke å kunne forkaste modellen basert på paneldata for perioden , men antyder at teststyrken kan være svak. Steffensen (1989) estimerer Euler-ligninger med tidsrekkedata der han tar hensyn til at en del av konsumentene kan være kredittrasjonerte og at lø-pende inntekt derfor er en viktig forklaringsfaktor. Han finner at denne modellen ikke kan forklare den sterke konsumveksten midt på 1980-tallet, noe som kan skyldes at dereguleringen av kredittmarkedet i seg selv påvirket konsumutviklingen. I konsumstudien til Brodin og Nymoen (1991) finner forfatterne, ved å teste om inntekten er supereksogen, at identifiserte sjokk i inntektsutviklingen ikke har betydning for konsumet. Dette

5 3 kan indirekte betraktes som en forkastning av Halls hypotese som nettopp impliserer at slike inntektsendringer skal påvirke konsumet. Boug, Mork og Tjemsland (1995) estimerer Campbell-Mankiw modellen med norske data og finner at en stor del av konsumentene forbruker løpende inntekt for 1984, men at andelen reduseres til null i tiårsperioden etter En nærliggende begrunnelse for resultatet er at opphevelsen av kredittreguleringene har gjort det mulig for konsumentene å oppføre seg mer i tråd med Halls hypotese. På den annen side er dette et resultat som avviker fra det som har blitt funnet i mange OECD-land der kredittmarkedet også har blitt deregulert. I denne artikkelen estimerer vi Campbell-Mankiw modellen for perioden og finner indikasjoner på at atferden til en betydelig andel av norske konsumenter ikke er i overensstemmelse med Halls hypotese, i den forstand at de forbruker sin løpende inntekt. Mens resultatene stemmer godt overens med det Boug, Mork og Tjemsland (1995) finner for perioden før 1984, avviker resultatene betydelig fra deres estimater for den etterfølgende tiårsperioden. Vi viser at forskjellen har sammenheng med spesifikasjonen av instrumentvariablene. Dateringen av instrumentene viser seg d. ha avgjørende betydning for de økonometriske resultatene og våre resultater oppnås med den mest generelle spesifikasjonen. Videre viser vi at den estimerte Campbell-Mankiw modellen kan forbedres ved å inkludere flere forklaringsvariable. Den foretrukne ligningen er en feiljusteringsmodell i konsum, inntekt og formue, der også et mål på konsumentenes egne forventninger om den (personlige og generelle) økonomiske utviklingen inngår som egen variabel. Parameteren som indikerer hvor stor andel av husholdningene som konsumerer løpende inntekter, er høyere og betydelig mer signifikant med denne modellspesifikasjonen. Det at en indikator på konsumentenes egne konjunkturvurderinger bidrar til å forklare konsumveksten, impliserer en utvidelse i forhold til tidligere estimerte makrokonsumfunksjoner og kan bidra til å kaste nytt lys over konsumentatferden i Norge i den aktuelle perioden. Indikatoren, som internasjonalt betegnes «consumer confidence», er konstruert ved å benytte informasjon fra svar på fem spørsmål om konjunktursituasjonen, basert på data fra Markeds og Mediainstituttets undersøkelser, se f.eks. MMI (1995). Spørsmålene omhandler både egen økonomisk situasjon og landets økonomiske utvikling. Det er ikke spesielt overraskende at det er en

6 4 sammenheng mellom konsumentenes egne forventninger og konsumet. Dersom forventningene er optimistiske, vil en forvente økt kjøpelyst og Økt forbruk umiddelbart. Det er imidlertid interessant at forventningene også kan bidra til å predikere fremtidig konsumvekst, gitt modellen med rasjonelle forventninger skulle effekten komme på konsumnivået med en gang, uten noen senere virkninger ph endringen i konsumet. En kan videre hevde at forventningene bare reflekterer generell makroøkonomisk informasjon, representert ved andre variable, slik at egenverdien ved forventningsvariabelen er liten. Våre resultater indikerer imidlertid at denne variabelen inneholder informasjon utover det som er omfattet av andre relevante forklaringsvariable. Resultatet er forøvrig i tråd med flere nyere empiriske studier for andre land, representert ved artikler av Acemoglu og Scott (1994), Carroll et al. (1994) og Locarno og Parigi (1996). Fra et teoretisk synspunkt er det flere alternative tolkninger av at konsumentenes forventninger påvirker konsumet. En mulighet, som vi finner liten empirisk støtte for, er at variabelen er en indikator på forventninger om fremtidig inntekt. Dette er noe overraskende siden to av spørsmålene dreier seg om egen økonomisk situasjon. En annen tolkning er at forventningsvariabelen også kan si noe om usikkerhet knyttet til fremtidige økonomiske størrelser som inngår i konsumentens beslutningsproblem. I motsetning til indirekte mål på usikkerhet som ofte benyttes i litteraturen, gir forventningsvariabelen mulighet for å avlede et direkte usikkerhetsmål. Resultatene kan tolkes som at forsiktighetsmotivert sparing har spilt en rolle for konsumutviklingen i Norge i den aktuelle perioden. Resten av artikkelen er disponert på følgende måte. I aysnitt 2 går vi nærmere inn på teorien slik den ble utformet av Hall (1978) og senere bearbeidet av bl.a. Campbell og Mankiw (1989). Avsnitt 3 tar for seg datagrunnlaget, mens aysnitt 4 omhandler de empiriske resultatene. 2. TEORETISK UTGANGSPUNKT En stor del av empirisk forskning omkring konsumentatferd de siste 15 årene har tatt utgangspunkt i den innflytelsesrike artikkelen til Hall (1978). Hall kombinerte den tradisjonelle livssyklushypotesen, som sier at konsumet avhenger av de totale ressurser over livsløpet, med hypotesen om rasjonelle forventninger og utledet en «random walk» modell for kon-

7 5 sumet. Halls opprinnelige modell bygger på en rekke relativt strenge forutsetninger, bl.a. at konsumentene fritt kan låne/spare til samme gitte rente, som også er konstant over tid. Videre la han til grunn at konsumentene har like, tidsseparable nyttefunksjoner, slik at en kan betrakte en representativ konsument, og han forutsatte (implisitt) at konsumenten ikke kan ende opp med negativ sluttformue. Konsumenten står dermed overfor følgende optimeringsproblem: Max Eo / (1+ 8)1` U(C,), gitt t =1 W (1+ R)(W, + C, ), for t = 1 T 1 WT > der Et er forventningsoperatoren, betinget på all informasjon på tidspunkt t Ct er privat konsum i periode t Yt er arbeidsinntekt i periode t Wt er formue ved begynnelsen av periode t R er realrenten (etter skatt), forutsatt konstant 8 er den subjektive diskonteringsraten, forutsatt konstant T er livslengden (kjent og sikker) Inntekten er stokastisk med en for konsumenten kjent fordeling, mens formuen er gitt på initialtidspunktet. For å lose ut for konsumet må det pålegges en forutsetning om nyttefunksjonen. Den enkleste antagelsen å handtere er a. anta at den er kvadratisk, f.eks. representert ved spesifikasjonen: U(C) = (A C3 2 (4) Sammen med forutsetningen om rasjonelle forventninger gir dette folgende forstordensbetingelser (Euler-ligninger): =[1 (1+ 8) (1+R)]A +[(1-1- (5) / (1-1- R)]C t _ it=1,...,t (5)

8 6 der Et er et restledd som er ukorrelert med alle variable kjent for konsumenten på tidspunkt t-1. Det kan vises at restleddet består av uventede inntektsendringer i periode t. Dersom vi antar at renten er lik diskonteringsraten (R = 8), følger det av (5) at konsumet kan beskrives som en «random walk» prosess: C, = C E t (6) Hypotesen ble banebrytende bl.a. fordi den empirisk sett er enkel å teste: Tilbakedaterte verdier av alle andre variable enn konsumet selv skal være uten betydning for løpende konsum, og konsumet tilbakedatert mer enn en periode skal heller ikke ha signifikant forklaringskraft. Sagt på en annen mate; det skal ikke være mulig å predikere konsumveksten fra en periode til den neste. Det er verd å merke seg at en ikke uten videre kan inkludere løpende inntekt i denne testen fordi den åpenbart vil kunne være korrelert med eventuelle overraskelser i inntekten og dermed med restleddet i regresjonen. Når konsumenten har rasjonelle forventninger, vil all relevant informasjon være inneholdt i lagget konsum, og andre variable er overflødige. Dette betyr likevel ikke at konsumet er uavhengig av inntekten. Når konsumenten planlegger sitt konsum over livsløpet, vil den neddiskonterte inntektsstrømmen sammen med formuen være med på å bestemme nivået på konsumet initialt. I de etterfølgende periodene vil overraskende inntektsendringer påvirke konsumutviklingen. Dersom en uforutsett inntektsendring oppstår, vil konsumet i den aktuelle perioden og dermed i alle fremtidige perioder, bli påvirket. I motsetning til makrokonsumfunksjoner som f.eks. brukes i norske makroøkonomiske modeller, har hverken løpende eller tilbakedatert inntekt og formue noen betydning for det løpende konsum i Halls modell (når en altså betinger pa lagget konsum). En rekke forskere har testet Halls hypotese og de fleste finner å kunne forkaste den. Den vanligste grunnen er at en finner at predikerbare inntektsendringer påvirker konsumet. Fenomenet ble først påvist av Flavin (1981), som i likhet med Hall benyttet amerikanske makrodata, og kalles «excess sensitivity to income». En enkel modell som utvider Halls hypotese til å ta hensyn til dette finnes i Jappelli og Pagano (1989). De antar at en fast andel (X) av konsumentene, betegnet som gruppe 1, konsumerer

9 7 sin løpende inntekt: C 12 Xt. Den resterende gruppen (2) forutsettes å folge ligning (5), skrevet som: C2 t = ao + al C2,t_ 1 + Et. Aggregert per capita konsum i periode t (C C2 ) kan da skrives slik: C, = + a,c, + A.(Y, E, (7) Denne modellen er ikke-lineær i parametrene, men dersom en pålegger at R = 8 vil vi stå igjen med en lineær ligning mellom endring i konsum og endring i inntekt. Problemet er at en normalt vil åpne for at renten varierer over tid, noe denne modellen ikke tar hensyn til. Med antagelsen om kvadratisk nytte har vi sikkerhetsekvivalens, slik at usikkerhet ikke spiller noen rolle for tilpasningen. For å kaste lys over at usikkerhet kan påvirke konsumet, har en i litteraturen sett nærmere på alternative nyttefunksjoner. Anta f.eks. at nyttefunksjonen er (negativt) eksponensiell, noe som impliserer konstant absolutt risikoaversjon (CARA): U(C) = (-1/a) e -ac i (8) der a er den absolutte risikoaversjonskoeffisienten. Hvis en pålegger at realrenten ikke bare er konstant, men også er lik null, og at inntekten følger en «random-walk» prosess, kan det vises at konsumet kan skrives som: C, =[(T+ 1 Or W, + Y [a(t ta0-2 (9) der 62 er variansen til restleddet i inntektsprosessen. Her ser vi at ikke bare formue og inntekt har betydning for konsumet, usikkerhet, representert ved variansen til inntekten (a2), påvirker konsumnivået negativt i periode t. Dette er et utslag av forsiktighetsmotivert sparing, et begrep som ble lansert av Leland (1968). Forsiktighetsmotivet følger teoretisk av at nyttefunksjonen (8) impliserer konveks grensenytte (positiv 3. derivert). Mer intuitivt kan en si at ved økt usikkerhet om fremtidige størrelser, vil konsumenten ønske å gardere seg mot uforutsette hendelser ved å øke sparingen, dvs, redusere konsumnivået. Typisk vil en derfor ha voksende konsum over livsløpet, illustrasjoner av dette finnes f.eks. i Deaton (1992).

10 8 Problemet med ligning (9) er imidlertid at den bygger på urealistiske forutsetninger i et tidsserieperspektiv: Inntekten vil normalt ikke følge en «random-walk» prosess og realrenten vil variere over tid. I tillegg ekskluderer ikke nyttefunksjonen gitt ved (8) negative verdier for konsumet. Til tross for disse svakhetene, gir ligning (9) informasjon om implikasjonene av forsiktighetsmotivert sparing som vi kan dra nytte av i den empiriske analysen. En mer generell modell som inkluderer variabel rente, oppnås ved å benytte en isoelastisk nyttefunksjon som impliserer konstant relativ risikoaversj on (CRRA) 1 : U(C,)=C: -P (1 p) p p#1 (10) der p er den relative risikoaversjonskoeffisienten. Maksimering med denne nyttefunksjonen gir følgende førsteordensbetingelser: E t _ 1 [{(1+R,)/(1+6)1{C 1 /C}J=1 For å kunne avlede en konsumfunksjon fra (11) må en gjøre forutsetninger om fellesfordelingen til renten og konsumet. Antas en felles log-normalfordeling, kan Euler-ligningen tilnærmet skrives slik 2 : E,,A in = (yp)(er, 6) + [A in (R e / 3) ] (12) 1(12) er forsiktighetsmotivert sparing representert ved variansleddet, jo større varians, desto større konsumvekst i neste periode. Mens usikkerheten har en negativ effekt på konsumnivået i (9), har den en positiv virkning på konsumveksten, noe som følger av at (en gitt andel av) de samlede ressursene over livsløpet skal benyttes. Redusert konsum i dag betyr økt fremtidig forbruk. Når konsumnivået avtar umiddelbart, må derfor veksten i konsumet øke over tid. 1 Denne funksjonen impliserer forøvrig at den absolutte risikoaversjon ikke tiltar, som er tilfellet ved kvadratisk nytte. Hall (1978) benyttet seg også av denne funksjonen i tillegg til den kvadratiske. Valg av nyttefunksjon er i siste instans et empirisk spørsmål som vi ikke går inn på i denne artikkelen. 2 Ligningen kan alternativt betraktes som en 1. ordens Taylor-utvikling av optimumsbetingelsen.

11 9 Dersom en antar at fordelingen til renten og konsumet er homoskedastisk, vil variansleddet i (12) falle bort, og vi står igjen med modellen: E1A1nC, = + Vp)Et_iRt (13) der (1/p) gir uttrykk for den intertemporale substitusjonselastisiteten. Det er denne ligningen som er grunnlaget for modellen i Campbell og Mankiw (1989). De forutsetter at (1-X) konsumenter følger denne modellen, men at den resterende andelen (k) konsumerer sin løpende inntekt. Aggregert har en dermed følgende ligning, som også er utgangspunktet for de økonometriske analysene som følger i aysnitt 4: AlnC, = (1 A.)45(x,) + [0 - Axx,AR, +AAlnY, +E, (14) Ved å estimere denne ligningen kan en både få bestemt andelen keynesianske konsumenter og den intertemporale substitusjonselastisiteten. Settes renten konstant, er vi tilbake til ligning (7), med unntak for at konsum og inntekt nå inngår på log-form. 3. DATAGUNNLAGET I den teoretiske drøftingen betraktet vi kun totalt konsum og skilte ikke mellom konsum av varige og ikke-varige goder. Varige goder som biler, hvitevarer, møbler mv. regnes i nasjonalregnskapet som konsum i det året de anskaffes, selv om tjenestestrømmen fra godene faktisk konsumeres over flere år. Vi har derfor, i tråd med mange andre empiriske analyser av privat konsum, valgt å konsentrere oss om ikke-varige goder i denne studien. Konsumdataene er hentet fra nasjonalregnskapet. 3 Husholdningenes disponible inntekt er identisk med nasjonalregnskapets definisjon og inkluderer lønnsinntekt, (en andel av) driftsinntekter, 3 Det har nylig blitt gjennomført en hovedrevisjon av det norske nasjonalregnskapet, men reviderte serier på kvartalsbasis foreligger foreløpig bare for perioden 1992 til Siden vi trenger en lengre periode til estimering og ikke ønsker noe brudd i seriene som følge av reviderte beregningsmetoder etc., har vi valgt å utføre alle våre undersøkelser på. data fra det «gamle» nasjonalregnskapet. Dette har trolig liten betydning for estimeringsresultatene, da revisjonen særlig omfatter nivået på variable, og i mindre grad utviklingen over tid.

12 10 stønader fra det offentlige, netto renteinntekter og aksjeutbytte mv., fratrukket direkte skatt. Dette er samme definisjon av disponibel inntekt som benyttes i Statistisk sentralbyrås makromodeller og som også har vært brukt i andre konsumanalyser. Den nominelle inntekten er omregnet til faste priser ved deflatoren for ikke-varig konsum. Det at vi benytter samlet disponibel inntekt, innebærer forøvrig et avvik fra den mer teoretisk konsistente arbeidsinntekten. Formue er definert som summen av netto finansformue og verdien av boligkapitalen, deflatert med prisindeksen for ikke-varig konsum. Realrenten etter skatt er beregnet med utgangspunkt i en implisitt lånerente for norske husholdninger. Renten er korrigert for en gjennomsnittlig marginal skattesats på nettoinntekt (som har ligget fast på 28 prosent etter skattereformen) og fratrukket prisstigningen, målt ved årlig vekst i konsumprisindeksen. Offentlig konsum (som benyttes som instrumentvariabel i den økonometriske analysen) er hentet direkte fra nasjonalregnskapet og arbeidsledighetsraten (også brukt som instrument) er definert slik den ble målt i Arbeidskraftundersøkelsene (AKU) i estimeringsperioden. Med en representativ konsument som teoretisk utgangspunkt, bør vi strengt tatt dividere inntekt, formue og konsum på befolkningen. Data for sistnevnte finnes imidlertid bare på årsbasis, og en kvartalsfordeling av serien vil trolig gi lite (eller ingen) tilleggsinformasjon. Vi har derfor ikke korrigert tallene for befolkningsveksten. Konsumentenes konjunkturvurderinger (KKV) er et samlebegrep for husholdningenes forventninger om den økonomiske utviklingen generelt og husholdningenes økonomi spesielt. Internasjonalt utarbeides indekser for KKV månedlig, basert på 5 spørsmål som stilles til et utvalg konsumenter, se f.eks. European Commission (1996) som publiserer slike indikatorer for EU-landene. I Norge har Markeds og Mediainstituttet (MMI) (på oppdrag fra Høyres hovedorganisasjon) produsert tall for KKV på tertialsbasis siden Om lag 1000 personer spørres hver gang og 14 spørsmål er inkludert i undersøkelsen, se f.eks. MMI (1995). Tradisjonelt har det vært vanlig d. benytte 5 spørsmål for å lage indekser over konsumentenes forventninger. Spørsmålene stammer opprinnelig fra Katona (1975). Vi velger derfor også å konsentrere oss om de samme 5 spørsmålene i vår analyse. Spørsmålene fokuserer både på fortid og fremtid og lyder som følger:

13 11 (i) Hvor mye bedre eller dårligere totalt sett er den økonomiske situasjon for Norge i dag i forhold til for 12 måneder siden? (ii) Hvordan vil etter din mening den generelle økonomiske situasjon utvikle seg i løpet av de neste 12 måneder? (iii) Hvor mye bedre eller dårligere er din egen økonomiske stilling i dag enn det den var for 12 måneder siden? (iv) Hvordan vil etter din mening din økonomiske situasjon utvikle seg i løpet av de neste 12 måneder? (v) Hvor gunstig eller ugunstig synes du det er for øyeblikket å anskaffe større ting som f.eks. møbler, vaskemaskin, fjernsynsapparat etc.? I likhet med andre analyser benytter vi hovedsakelig et likeveid gjennomsnitt av svarene på de 5 spørsmålene i den empiriske undersøkelsen. 4 Datasettet fra MMI åpner for å lage andre aggregater av spørsmålene enn de 5 nevnt over og for å inkludere svar fra flere spørsmål. For å teste betydningen av hvilke spørsmål som inkluderes, har vi også benyttet enkeltspørsmål separat. Vi har ikke inkludert andre spørsmål, da en må forvente stor korrelasjon med spørsmålene (i)-(v) over, og derfor liten informasjonsmessig gevinst. En mer detaljert beskrivelse av hvordan dataserien for KKV er konstruert finnes i et appendiks. 4. EMPIRISKE RESULTATER I den empiriske analysen retter vi søkelyset mot perioden etter 1984, slik at vi kan unnlate å ta hensyn til eventuelle brudd i konsummønsteret som fulgte av at kredittreguleringene ble opphevet. Dette begrenser antall observasjoner, men gjør det på den annen side mulig å inkludere den omtalte indikatoren for konsumentenes konjunkturvurderinger i datasettet. I tillegg til å estimere ligning (14) og varianter av denne, undersøker vi også om andre variable kan forklare konsumveksten. Før vi presenterer resultatene diskuterer vi den økonometriske spesifikasjonen og estimeringsmetoden. 4 Et argument for å benytte et likeveid gjennomsnitt er at variansen til totalindeksen dermed blir lavere enn for undergrupper av spørsmål. På den annen side kan gjennomsnittet fjerne relevant informasjon i noen av spørsmålene. Dette er vist av Thomas (1975), som finner at særlig spørsmål (v) inneholder spesifikk informasjon.

14 økonometrisk spesifikasjon og metode Siden våre data ikke er sesongjusterte, har vi valgt å operere med årlige vekstrater. En alternativ metode for å fjerne sesongeffekter er å inkludere dummy-variable, men dette reduserer antall frihetsgrader, noe som er lite Ønskelig i og med at vårt datasett i utgangspunktet er relativt begrenset. 5 Videre har vi tatt logaritmen til en del av variablene som inngår, og variablene på log-form er skrevet med små bokstaver. Den økonometriske varianten av ligning (14) kan dermed skrives: A 4c, = + A.A 4y 1 +0 R, + E t (15) eller, dersom renten er konstant over tid: der [L i = + OR 6, 4c 1 = + A. 4y 1 + e 1 (16) Som i den enkle Hall-modellen, vil restleddene i ligningene over også reflektere ny informasjon, inklusive uventede inntekts- og renteendringer, mellom periode t-4 og t. Restleddet vil således være korrelert med endringer i inntekten og rentenivået over den samme perioden. Okonometrisk er det i utgangspunktet to løsninger på dette problemet, enten tilbakedatere endringer i inntekten (og renten i ligning (15)) 4 kvartaler eller, som vi har valgt, å benytte instrumenter for løpende inntektsendringer (og rentenivået i (15)) og lagge disse minst 4 kvartaler. Det at vi opererer med årlige vekstrater kan også bidra til autokorrelasjon opp til 4. orden i restleddet. Videre argumenteres det i litteraturen for at restleddet som følge av tidsaggregering kan beskrives som en MA(1) prosess, se f.eks. Deaton (1992, aysnitt 3.2) som også påpeker at målefeil kan bidra til lignende seriekorrelasjon. Det følger at instrumentene bør tilbakedateres ytterligere en periode, tilsammen minst 5 kvartaler i vårt tilfelle, for at vi skal kunne være sikre på at de er gyldige. Flere estimeringsmetoder kan brukes for å estimere modellene, f.eks. metoder som eksplisitt tar hensyn til seriekorrelasjonen i restleddet. Vi har 5 Merk at vi ikke mister observasjoner i begynnelsen av estimeringsperioden, siden Ønsket startpunkt er midt i 1984, og vi har data som går lenger tilbake.

15 13 valgt å benytte en standard IV-2SLS instrumentvariabelmetode, se Pesaran og Pesaran (1991) for en detaljert beskrivelse av metoden og estimeringsprogrammet. Metoden impliserer at vi estimerer ligningene uten 5. ta hensyn til (den mulige) autokorrelasjonen i restleddet. De estimerte standardavvikene korrigeres i henhold til en prosedyre foreslått av Newey og West (1987). Resultatene vurderes bl.a. ved Sargans spesifikasjonstest og tester for restleddsforutsetninger. Valg av instrumenter er dels basert på hvilke variable som benyttes i makrokonsumfunksjoner, og dels pa hva som har vært benyttet i andre studier. I førstnevnte gruppe kommer inntekt, realrente og formue. Boug, Mork og Tjemsland (1995) inkluderte offentlig konsum, arbeidsledighet og aksjekursindeksen (men ikke formue) i sitt instrumentsett, i tillegg til inntekt og realrente. KKV har som nevnt vært benyttet i flere utenlandske studier. Dataene fra MMI er ikke fritt tilgjengelig og kan ikke som i andre land betraktes som almen informasjon og således heller ikke som en del av husholdningenes informasjonssett. På den annen side vil innholdet reflektere informasjon hos husholdningene som svarer og, gitt representativitet, hele populasjonen av konsumenter i Norge. Stort sett er følgende instrumentsett benyttet (avvik spesifiseres i det enkelte tilfellet): A4yt_i, A4gt_i, A4 VV 1 _i, A4Ut_i, A4Rt_i, KKVt_i, hvor i=5,6,7 der y er logaritmen til disponibel realinntekt w er logaritmen til realformuen g er logaritmen til offentlig konsum u er logaritmen til arbeidsledighetsraten R er realrenten etter skatt KKV er konsumentenes konjunkturvurderinger Alle variable unntatt renten og KKV er på log-form. Realrenten skal ifølge teorien inngå utransformert, mens KKV-variabelen har negative verdier i flere perioder, slik at vi ikke kan ta logaritmen. Grunnen til at vi stort sett benytter årlige vekstrater, er at vi vil være sikre på at variablene er stasjonære, slik at de vanlige egenskapene ved estimatorene er gyldige. Både konsum, inntekt og formue er i andre konsumstudier funnet å være

16 14 integrert av grad 1, se f.eks. Brodin og Nymoen (1991). Tester av tidsserieegenskapene viser at det samme er tilfellet for offentlig konsum6. For arbeidsledigheten finner f.eks. Bjømland (1995, kapittel 2) at denne er I(0) med et strukturelt brudd i Hvorvidt ledighetsraten benyttes på nivå eller vekstform har imidlertid liten betydning for resultatene. Når det gjelder realrenten viser våre tester at det er vanskelig å avgjøre om den er stasjonær eller ikke over den aktuelle tidsperioden, og vi har derfor inkludert den på vekstform som instrument. KKV brukes utransformert fordi den nærmest per konstruksjon er en stasjonær variabel, serien vil variere rundt 0, med svingninger som normalt vil følge konjunktursyklene i okonomien. Dette er også tilfelle med våre data, se figur 2. Figur 1. Konsum av ikke-varige goder, realdisponibel inntekt og realformue. Logaritmer, årlig vekst Konsum Inntekt - - Formue :, 141F A 1- I I Ii 1 I 1 i 1- % :9- i / :9-4 (5 8'..1,i;.1 (i7g ToS? Es 8 co cr"..s.. " co i 'F ii a, CY> '.; CD,,,,. S9 ei 1, c\i" F. i Ia) flflflfl L I i ' - i --- I.t' 1 1,"\ -0.1 /. I I -!..,.../' /..; l 8 8 Ch gi Vi har gjennomført de vanlige augmented Dickey-Fuller (ADF) tester, med opp til 4 lag på endring i lagget endogen variabel.

17 15 Figur 2. Arbeidsledighet (prosent), realrente etter skatt (prosent) og konsumentenes konjunkturvurderinger (promille) 6 Ledighet Rente - - KKV 4 2 i i -1 i-i! i P, '''' 5 5! 2 tf3 cs, iii! I a r. s4 -Ot al -2. \ Estimering av Campbell-Mankiw modellen I tabell 1 presenteres resultater fra estimering av ligning (15) og (16). I spesifikasjonen der realrenten inngår, får vi en signifikant X, nesten lik 1, se ligning (1.1). Ifølge teorien skulle dette tilsi at nesten alle konsumenter er nærsynte/kredittrasjonerte, noe som virker lite rimelig. Videre har estimatet på den intertemporale substitusjonselastisiteten galt fortegn og er svært stort. RESET-testen viser i tillegg klare indikasjoner på feil funksjonsform, noe som også er tilfellet dersom renten inngår på endringsform. I likhet med mange andre studier, bl.a. Boug, Mork og Tjemsland (1995), valgte vi på denne bakgrunn å se bort fra renten som egen forklaringsvariabel i fortsettelsen. I ligning (1.2) presenteres resultatene av modellen uten rente, med alle instrumenter inkludert. Estimatet på k er 0,64, signifikant ved test på 10 prosent nivå, men ikke på 5 prosent nivå. Testene for autokorrelasjon er uakseptable, men standardavvikene korrigeres for dette. Den generelle feilspesifikasjonstesten (Sargan) slår også ut, mens de resterende testene er i orden. Den signifikante Sargan-testen kan indikere at enkelte av in-

18 16 strumentene bor inkluderes direkte i ligningen, noe den lave DW-verdien også tyder på. Vi kommer tilbake til utvidelser av modellen i aysnitt 4.3. For å teste betydningen av valg av instrumenter, har vi studert effekten av å utelate en av instrumentvariablene ad gangen. Estimatet på Ä, viser seg 5. være svært stabilt i overkant av 0,6 når vi tar ut hhv, inntekt, offentlig konsum og arbeidsledighet av instrumentsettet. Når formue eller KKV tas ut, Øker imidlertid estimatet på Ä, til 0,72 og hvis renten tas ut blir estimatet 0,84. Tabell 1. Campbell-Mankiw modellen Ligning nr. Ventresidevariabel Instrumenter Konstantledd A4Yt Rt IV-minimand SER DW X2(17)sARGAN X2 (4)AUTO _2, N it, X2( l 1 )RESET /,,2,,,-, N A, X2(2)NORM X 2 (1)HETE (1.1) (1.2) (1.3) (1.4) (1.5)' 64 (1.6)t2 A4Ct Se note 3 A4Ct Se note 3 A4Ct 6,4y,i, i=5,6,7 A4Ct A4y,5 A4cnt A4ynt_5 A4gn,-5 A4cn A4ynt-5 64,gt_t, i=5,6,7 A4ut.t, i=5,6,7 A4gt-5 A4Ut-5 dagn*t_s 1i41.1t.5 0,06 0,008 0,005 0,017 0,013 0,015 (4,52) (0,69) (0,31) (1,12) (0,88) (0,97) 0,99 0,64 0,79 0,14 0,18 0,021 (3,92) (1,85) (1,80) (0,55) (0,57) (0,097) -1,21 (-4,43) 0,016 0,032 0,019 0,007 0,007 0,008 0,029 0,033 0,033 0,034 0,034 0,035 1,43 0,57 0,66 0,47 0,46 0,46 18,7 29,72 17,18 5,95 6,11 6,26 [0,285] [0,028] [0,028] [0,051] [0,047] [0,044] 10,28 27,13 24,11 20,02 20,36 19,51 [0,04] [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] [0,001] 10,28 0,90 1,39 0,81 0,68 1,56 [0,001] [0,342] [0,238] [0,369] [0,410] [0,212] 0,26 0,67 1,24 0,18 0,06 0,45 [0,88] [0,716] [0,538] [0,914] [0,970] [0,800] 3,59 1,47 0,68 4,58 3,61 4,82 [0,058] [0,226] [0,411] [0,032] [0,057] [0,028] 1 I denne ligningen betegner variablene yn, cn og gn hhv, inntekt, privat og offentlig konsum per capita. 2 I denne ligningen betegner gn* at offentlig konsum er deflatert med konsumdeflatoren for ikke-varig konsum. 3 Instrumenter: 6,4y,, A4gt,, A4Rt.;, KKV, 1, i=5,6,7 I de vanlige parentesene er koeffisientenes t-verdier rapportert, de er Newey og West (1987) justerte for korrelasjon av 1. orden. Hakeparentesen inneholder p-verdier for testene for feilspesifikasjon/ugyldige instrumenter (SARGAN), autokorrelasjon (AUTO), funksjonsform (RESET), normalitet (NORM) og heteroskedastisitet (HETE). Nullhypotesen er den ønskede egenskap, f.eks. normalitet. Estimeringsmetode: IV- 2SLS. Estimeringsperiode: 1984:4-1994:4 for ligning (1.1)-(1.2), 1984:3-1994:4 for ligning (1.3)-(1.6).

19 17 For å vurdere modellens stabilitet over tid, har vi også gjennomført rekursiv estimering av ligning (1.2), se figur 3 som viser estimatet på X. Figuren indikerer klar ustabilitet over tid, ved at estimatet avtar fra 0,9 i slutten av 1989 til 0,5 i midten av 1993, for så å øke igjen. En mulig tolkning av denne ustabiliteten er at rasjoneringen av kreditt fra bankenes side har variert over tid. Intuitivt virker imidlertid denne tolkningen lite rimelig; fra 1989 til 1993 økte f.eks. arbeidsledigheten i Norge betydelig, og en skulle ikke forvente at bankene ble klart mindre restriktive i sin utlånspolitikk i denne perioden, snarere det motsatte. En annen forklaring er at modellen er feilspesifisert i form av utelatte variable, og at variabelskjevheten som følger av dette varierer over tid. Vi forfølger denne muligheten videre i aysnitt 4.3. Figur 3. Rekursive estimater for inntektskoeffisienten i ligning (1.2) Boug, Mork og Tjemsland (1995) fant i sin undersøkelse at estimatet på andelen som konsumerer løpende inntekt, falt fra 0,75 (med t-verdi på 2,9) for 1984 til 0,02 (med t-verdi 0,07) det siste tiåret. Vår modell er den samme som deres, men valg av instrumenter og antall lag på disse avviker

20 18 noe. I ligning (1.3)-(1.6) i tabell 1 forklares forskjellen på resultatene, og vi endrer estimeringsperioden slik at den starter i 3. kvartal I ligning (1.3) har vi tatt med de samme instrumentvariablene som Boug, Mork og Tjemsland, men vi har tilbakedatert dem fra 5 til 7 kvartaler. Dette gir en signifikant X, på 0,79. I ligning (1.4) har vi utelatt laggene på 6 og 7 kvartaler, noe som gjør at estimatet på k faller til 0,14 og i tillegg blir ikke-signifikant. For å komme frem til eksakt samme resultat som Boug, Mork og Tjemsland, må vi i tillegg dividere inntekt, privat og offentlig konsum med befolkningen, noe som er gjort i ligning (1.5), og deflatere offentlig konsum med prisindeksen for ikke-varige konsumgoder, noe som er gjort i (1.6). Denne prosessen viser at definisjonen av offentlig konsum og bruk av per capita variable har lite å si for resultatet. Derimot er det helt avgjørende hvor mange tilbakedaterte instrumenter som tas med. Selv om tabellen i appendikset til Boug, Mork og Tjemsland viser at inntekt lagget 5 kvartaler ser ut til å være et godt instrument, viser det seg at denne variabelen blir ikke-signifikant når en i tillegg tar med inntekt tilbakedatert 6 og 7 kvartaler. Resultatene viser hvor viktig spesifikasjonen av instrumenter kan være og at en antakelig bør ha en så generell spesifikasjon som mulig. Praksisen med valg av lag på instrumenter varierer en del, men både Campbell og Mankiw (1991) og Acemoglu og Scott (1994), som benytter sesongjusterte data med kvartalsvis vekst, tilbakedaterer instrumentene fra 2 til 4 kvartaler, tilsvarende våre lag på 5 til 7 kvartaler. Vårt estimat på ( (0,64) ligger stort sett høyere enn tilsvarende estimater for andre land. I følge tabell 2, som gjengir resultater for en del OECDland, er de fleste estimatene på X, i området 0,2 til 0,5. Boug, Mork og Tjemsland (1995) fant en X, på 0,75 for perioden før 1984, altså noe høyere enn vårt estimat med en tilsvarende modell for den etterfølgende tiårsperioden. Det at X, eventuelt ikke har gått noe særlig ned som følge av dereguleringen av finansmarkedene, er i overensstemmelse med resultatene i Campbell og Mankiw (1989) som testet om X, hadde avtatt over tid i de landene de undersøkte og i Age!! og Berg (1996) som testet det samme for Sverige. En forklaring på dette kan være at det er optimalt for bankene å rasjonere kreditt i et deregulert marked som følge av asymmetrisk informasjon, se Stiglitz og Weiss (1981). En annen mulighet er at det er andre forhold enn kredittrasjonering som er årsaken til at Halls modell forkastes, f.eks. at konsumentene er nærsynte.

21 19 Tabell 2.Estimater på X for utvalgte land, basert på makrodatal. T- verdier i parentes. Land Periode Estimat på k2kilde USA 53:1-85:4 0,35 (3,0) Campbell og Mankiw (1989) 56:1-88:4 0,48 (4,1) Shea (1995) ,21 (2,3) Jappelli og Pagano (1989) 3 Storbritannia 57:2-88:2 0,20 (2,2) Campbell og Mankiw (1989) ,40 (7,6) Jappelli og Pagano (1989) Japan 72:2-88:1 0,035 (0,1) Campbell og Mankiw (1989) ,34 (0,4) Jappelli og Pagano (1989) Sverige 72:2-88:1 0,36 (2,1) Campbell og Mankiw (1989) ,12 (1,1) Jappelli og Pagano (1989) ,33 (3,2) Agell og Berg (1996) 4 Italia ,58 (22,4) Jappelli og Pagano (1989) Canada 72:1-88:1 0,23 (2,1) Campbell og Mankiw (1989) Frankrike 72:1-88:1 0,40 (1,9) Campbell og Mankiw (1989) Spania ,52 (5,2) Jappelli og Pagano (1989) Hellas ,54 (15,3) jappelli og Pagano (1989) I I studier der flere varianter inngår, har vi valgt ut de som samstemmer mest med den opprinnelige modellen. Der både sesongjusterte og ujusterte data er benyttet, har vi tatt resultatene med sesongjusterte data. 2 T-verdier i parentes. 3 Fra denne studien har vi tatt estimatene som er beregnet med NLIV-metoden. FIML estimatene avviker noe fra de som er rapportert her. 4 Resultatet gjelder ikke-varige goder 4.3. Utvidelser av Campbell-Mankiw modellen Resultatene i tabell 1 viser at Halls modell kan forkastes til fordel for et spesifikt alternativ, men at den alternative modellen trolig også er for enkel. Vi utvider derfor Campbell-Mankiw modellen ved å ta utgangspunkt i grunnmodellen i aysnitt 2, som sier at konsumet blir bestemt av formue og forventninger om fremtidig inntekt. Innenfor Halls modell skjer tilpasningen momentant, og kun overraskelser har betydning. Siden vi har avvist Halls modell for norske konsumenter, velger vi alternativt å spesifisere en modell med gradvis tilpasning, spesifisert som en feiljusteringsligning. Modellen kan tolkes som en beskrivelse av tilpasningen mot en langsiktig likevekt mellom konsum, inntekt og formue. Endringsvariablene i inntekt og formue, samt renten og KKV-variabelen kan påvirke tilpasningen på veien mot denne likevekten. Vi kommer tilbake til begrunnelser for å inkludere sistnevnte variabel. I ligning (3.1) har vi spesifisert en relativt generell modell med formue, inntekt, rente og KKV. Ligningen inneholder både årlige vekstrater i inn-

22 20 tekt, rente og formue, i tillegg til et såkalt feiljusteringsledd, basert på makrokonsumfunksjonen i KVARTS-modellen. 7 Denne variabelen kan betraktes som en estimert langtidssammenheng mellom konsum, inntekt og formue, der langtidselastisiteten mht. inntekt er 0,61 og mht. formue 0,16. Dersom konsum, inntekt og formue kointegrerer, noe som er vist f.eks. i Brodin og Nymoen (1991), vil denne variabelen være stasjonær. Instrumentene er de samme som før, med unntak av at tilbakedaterte observasjoner av feiljusteringsleddet også inkluderes. Resultatene viser, se ligning (3.1) i tabell 3, at det strengt tatt bare er løpende inntekt, tilbakedatert KKV og feiljusteringsleddet som er signifikante. Legg spesielt merke til at feiljusteringsleddet har det forventede negative fortegnet. Fjernes de mest ikke-signifikante variablene først, finner vi at lagget formue også blir signifikant, og denne variabelen inkluderes derfor i den foretrukne ligningen, se (3.2). Utvidelsen av modellen gjør forøvrig at alle testene er akseptable, også autokorrelasjonstestene. 8 Resultatene over viser at en modell med bare endring i inntekt er for enkel. På den annen side er estimatet på X tilsynelatende lite påvirket av utelatte variable. Mens estimatet i den enkle modellen er 0,64, er estimatet i ligning (3.2) 0,72, og atskillig mer presist bestemt. Resultatet er også relativt robust overfor størrelsen på langtidselastisitetene i feiljusteringsleddet, med inntekts- og formueelastisiteter på hhv. 0,8 og 0,2, blir estimatet på X lik 0,69, men dersom en benytter 0,48 og 0,12 blir estimatet 0,73. 9 De andre koeffisientene i ligningen endres heller ikke mye. Figur 4 viser også at estimatet på inntektskoeffisienten er betydelig mer stabilt over tid enn i Campbell-Mankiw modellen. I begynnelsen av perioden ligger estimatet rundt 0,6, mens det deretter faller til rundt 0,5 og øker igjen til rundt 0,7. 7 Modellen er utviklet i Statistisk sentralbyrå og benyttes bl.a. til prognoseformål. Konsumfunksjonen modellerer totalt konsum, eksklusive boligkonsum, og ligningen er estimert over en betydelig lenger periode enn den vi ser på her. 8 Campbell og Mankiw (1989) testet for en lignende langtidsløsning i sine relasjoner, se tabell 4 i deres artikkel. Variabelen inneholdt imidlertid bare konsum og inntekt, med en langtidselastisitet på 1, og ble funnet å være insignifikant for alle land utenom Storbritannia. Resultatene kan skyldes utelatelse av formuen eller at langtidselastisiteten på 1 er for stor. 9 De store elastisitetene (0,8 og 0,2) kan ses som en justering av KVARTS-elastisitetene for å oppfylle restriksjonen om at summen av dem skal være lik 1. De små elastisitetene kan eventuelt betraktes som en korreksjon for at vi i denne artikkelen ser på ikke-varige goder, mens KVARTS-funksjonen inkluderer varige konsumgoder som trolig har høyere elastisiteter.

23 21 Oppgangen i 1993 kan skyldes at vi ikke har med renten som egen variabel, slik at vi ikke får med effektene av rentenedgangen dette året. Forøvrig viser figur 5-7 at de andre koeffisientene også i stor grad er stabile over tid, spesielt når vi tar i betraktning at dette er instrumentvariabel-estimater. I ligning (3.3) har vi estimert ligning (3.2) med OLS-metoden. Det viser seg at koeffisienten til inntekten faller betydelig, mens de øvrige estimatene er upåvirket. Resultatet indikerer derfor at det er viktig å benytte instrumenter for løpende inntektsendring, men at instrumentene har liten betydning for de tilbakedaterte variablene. Teoretisk kan den prefererte ligningen (3.2) betraktes som en makrokonsumfunksjon, men den skiller seg fra andre empiriske konsumfunksjoner ved at KKV-variabelen inngår som egen variabel. Betydningen av KKV-variabelen kommer forøvrig klart frem av tabell 3. I ligning (3.4) har vi tatt ut KKV som variabel, men ikke som instrument. Dette gjør (som forventet) at modellen blir svakere føyningsmessig. I tillegg øker estimatet på X til 0,87. I ligning (3.5) har vi også tatt ut KKV som instrument, noe som ikke endrer resultatene i ligning (3.4) nevneverdig. Estimatene på kvirker (urealistisk) høye i begge tilfeller. Resultatene så langt har vist at det er en statistisk signifikant sammenheng mellom KKV og konsumet når vi kontrollerer for andre relevante forklaringsvariable. Dette indikerer at KKV inneholder informasjon ut over det som er inkludert i formue, inntekt og rente. Ifølge Thomas (1975) kan definisjonen av KKV (likeveid gjennomsnitt av fem spørsmål) redusere prediksjonsevnen, siden de sykliske variasjonene i de ulike komponentene normalt vil variere en del. For å se hvor følsomme resultatene er overfor valg av spørsmålskombinasjoner, har vi også estimert ligning (3.2) i tabell 3 med spørsmålene hver for seg En kunne også forsøkt mer sofistikerte sammenhenger, f.eks. mellom spørsmål som angår fortid i inneværende periode og tilbakedaterte spørsmål om fremtid. Inntrykket etter noe arbeid med slike sammenhenger er at dette synes å gi lite eller ingen ekstra informasjon.

24 22 Tabell 3. Utvidelser av Campbell-Mankiw modellen Lining nr. (3.1) (3.2) (3.3) (3.4) (3.5) Venstresidevariabel d4ct.64c, ti4ct A4ct Aact Konstantledd 0,73 0,89 0,67 1,05 1,06 (2,35) (3,37) (3,58) (3,64) (3,45) 6,4y, 0,76 0,72 0,51 0,87 0,89 (2,36) (3,44) (3,15) (3,76) (3,69) A4Yt-4 0,17 (0,52) A4wt -0,05 (-0,41) A4wt-4 0,16 0,12 0,12 0,16 0,16 (1,43) (2,15) (2,41) (2,67) (2,70) A4Rt 0,36 (1,01) Ls4Rt-4-0,02 (-0,06) KKVt 0,05 (1,29) KKVt-4 0,12 0,10 0,09 (3,03) (3,24) (3,34) ct_it - 0,61ym - 0,16w t_4-0,28-0,34-0,25-0,41-0,41 (-2,32) (-3,31) (-3,48) (-3,62) (-3,43) IV-minimand 0,008 0,010 0,017 0,016 SER 0,024 0,024 0,023 0,027 0,027 DW 1,61 1,87 1,45 1,77 1,78 x2(12)sargan 14,14 17,60 22,31 21,78 [0,292] [0,414] [0,218] [0,114] X2(4)Auro 4,23 5,49 9,41 4,92 4,58 [0,375] [0,24] [0,052] [0,295] [0,333] X2( 1 )RESET 1,77 2,34 0,54 0,88 0,95 [0,184] [0,126] [0,463] [0,348] [0,329] X2(2)NORM 1,18 1,45 0,49 0,64 0,76 [0,553] [0,485] [0,781] [0,727] [0,658] X2(1)HETE 0,34 0,42 0,11 2,09 1,97 [0,853] [0,523] [0,743] [0,148] [0,16] I de vanlige parentesene er koeffisientenes (standard) t-verdier rapportert. Hakeparentesen inneholder p-verdier for testene for feilspesifikasjon/ugyldige instrumenter (SARGAN), autokorrelasjon (AUTO), funksjonsform (RESET), normalitet (NORM) og heteroskedastisitet (HETE). Nullhypotesen er den ønskede egenskap, f.eks. normalitet. Instrumenter: A4y,, A4g,, 0,61y,.; - 0,16 vv,_ 1, i=5,6,7, bortsett fra at i (3.5) er KKV,.. ; tatt ut. Estimeringsmetode: IV-2SLS, bortsett fra (3.3) der vi har benyttet OLS. Estimeringsperiode: 1984:4-1994:4.

25 23 Figur 4. Rekursive estimater for inntektskoeffisienten i ligning (3.2) og +1-2*standardavviket til koeffisienten 1.2 I (1Ö C) fld 1 QQ909 1 QQ QQ1(19 l(191(14 1Q% Figur 5. Rekursive estimater for formuekoeffisienten i ligning (3.2) og +1-2*standardavviket til koeffisienten s.,... ", _ s, 199)Q Q , J

26 24 Figur 6. Rekursive estimater for KKV-koeffisienten i ligning (3.2) og +/- 2*standardavviket til koeffisienten Q Q2 1994Q2 Figur 7. Rekursive estimater for feiljusteringskoeffisienten i ligning (3.2) og +/- 2*standardavviket til koeffisienten 0 199) Q Q Q

27 25 Resultatene i tabell 4 viser at det føyningsmessig ikke har særlig betydning hvilket spørsmål som inkluderes, også når vi sammenligner med ligninger hvor alle spørsmålene er med, jf. tabell 3. Ligning (4.5) i tabell 4 har noe lavere standardavvik enn de øvrige, men forskjellen er liten. Legg forøvrig merke til at endring i formuen ikke er signifikant i ligning (4.3) og (4.5). Spesifikasjonstestene gir heller ingen grunn til å skille mellom ulike definisjoner av KKV-variabelen. Tabell 4. Estimering med ulike definisjoner av KKV Ligning nr. Venstresidevariabel Definisjon av KKV I Konstantledd (4.1) (4.2) (4.3) (4.4) (4.5) 6,4c,AA A4ct A4ct 64ct (i) (ii) (iii) (iv) (v) 0,92 0,86 0,92 0,88 0,75 (3,41) (3,23) (4,25) (3,35) (3,47) A4Y1 0,76 0,70 0,77 0,73 0,69 (3,53) (3,29) (3,68) (3,51) (3,25) A4Wt-4 0,16 0,16-0,04 0,10 0,03 (2,94) (2,94) (-0,48) (1,75) (0,46) KKVt-4 0,04 0,07 0,24 0,25 0,17 (3,07) (2,87) (2,75) (3,04) (3,28) Ct_4 0,613( t_4-0,16wt_4-0,35-0,33-0,35-0,34-0,28 (-3,36) (-3,17) (-4,22) (-3,38) (-3,34) SER 0,025 0,025 0,025 0,025 0,024 DW 1,80 1,74 2,01 2,08 1,96 X2( 1 2)SARGAN 17,88 18,02 19,05 17,55 21,18 [0,396] [0,387] [0,299] [0,418] [0,218] 2, A N 4 V il AUTO 5,08 4,23 2,89 2,30 4,54 [0,279] [0,375] [0,575] [0,681] [0,337] X2( 1 )RESET 2,27 1,95 2,97 0,59 2,35 [0,132] [0,162] [0,085] [0,443] [0,125],2z,\ 4 p.,jnorm l 1,51 1,44 0,35 0,39 0,95 [0,47] [0,487] [0,841] [0,823] [0,62] X2(1)HETE 0,22 0,69 0,057 0,13 0,002 [0,635] [0,406] [0,811] [0,719] [0,988] 1 Nummer refererer seg til hvilke spørsmål som er med, jf. aysnitt 3. I de vanlige parentesene er koeffisientenes t-verdier rapportert. Hakeparentesene inneholder p-verdier fot testene for feilspesifikasjon/ugyldige instrumenter (SARGAN), autokorrelasjon (AUTO), funksjonsform (RESET), normalitet (NORM) og heteroskedastisitet (HETE). Nullhypotesen er den ønskede egenskap, f.eks. normalitet. Instrumenter: A4y,. ;, Ag,, A4w,,i, 6,411,. ;, å4r,1, ct_i - 0,61y t.1-0,16 w i.1 og ulike definisjoner av KKV, 1=5,6,7. Estimeringsmetode: IV-2SLS. Estimeringsperiode: 1984:4-1994:4.

28 26 Størrelsen på inntektskoeffisienten varierer mellom 0,69 og 0,77 i de fem ligningene i tabell 4. Konklusjonene basert på tabell 3 er derfor rimelig robuste overfor ulike definisjoner av KKV. Koeffisienten foran KKVvariabelen sier noe om denne variabelens betydning, og her er det store forskjeller mellom alternativene. Spørsmålene som angår egen økonomisk situasjon, (iii) og (iv), har klart størst betydning, mens de som angår landets situasjon, (i) og (ii), har minst effekt. Det er også interessant at spørsmålene som dreier seg om fortiden har betydning for konsumet fremover, jf. ligning (4.1) og (4.3). Spesielt har spørsmålet om egen økonomisk situasjon de siste 12 måneder tilnærmet samme effekt som spørsmålet som angår de neste 12 måneder. Resultatene viser dessuten at spørsmålet som angår kjøp av varige konsumgoder også har relativt sett stor betydning, selv om vi her bare har betraktet konsumet av ikke-varige goder Hvorfor påvirker husholdningenes forventninger konsumet? Vi har nå funnet at KKV har betydning for konsumet og at resultatet er robust overfor ulike definisjoner av variabelen. Det at KKV samvarierer med fremtidig konsum, kan fra et teoretisk synspunkt skyldes flere forhold. For det første kan KKV være en indikator på forventninger om fremtidig inntekt. I så fall burde den ha betydning som et instrument for inntekten. Estimatene i aysnitt 4.3 tilsier at dette ikke er tilfelle, tar vi ut KKV som instrument i den foretrukne modellen, endres estimatet på X, så å si ikke. Alternativt kan KKV si noe om usikkerhet knyttet til den fremtidige inntektsutvikling og dermed påvirke konsumet direkte som følge av sikkerhetssparing. Det er grunn til å tro at KKV reflekterer konsumentenes forventninger om fremtidige variable, trolig både deres nivå, men også. svingningene rundt dette nivået. Det er forventninger om slike svingninger som eventuelt kan knyttes til usikkerhet. Dette kan i så fall også. være en forklaring på hvorfor vi finner at en stor del av konsumentene forbruker løpende inntekt, selv etter avreguleringen av kredittmarkedene. Vi kommer tilbake til denne tolkningen nedenfor. De fleste målene på usikkerhet som er benyttet i litteraturen, er beregnet indirekte, f.eks. ved standardavviket eller absoluttavviket til variabelen selv, eller ved f.eks. å benytte en variabel som arbeidsledighetsraten. Med våre data kan vi i stedet utnytte resultatene fra spørreundersøkelsen direkte, ved den såkalte sannsynlighetsmetoden. Metoden baserer seg på at