NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT

Transkript

1 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT INNHOLD Side Artikler: TOM KORNSTAD: Arbeidstilbud og konsum i et livssyklusperspektiv: Hva har vi lært av empiri? 1 PETTER OSMUNDSEN: Dynamisk petroleumsbeskatning og bindingsproblemer 35 GUNNAR SiETHERN ESKELAND: En forskers modell av en forskers tilpasning? Kommentar til Jørgensen og Wentzel-Larsen 55 Bokanmeldelse 59 Artikkelforfattere i dette nummer 71 English Summary ÅRGANG HEFTE Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

2 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT Redaktør: Jon Vislie Redaksjon: Torstein Bye, Jan Morten Dyrstad, Nils-Henrik M. von der Fehr, Kjell G. Salvanes og Lars Sørgard Produksjonskonsulent Inger Kurds Utgitt av:sosialøkonomenes Forening Leder Frank Myhre Generalsekretær: Birgit Laudal Tidsskriftets Postboks 8872 Youngstorget adresse: 0028 OSLO Telefon: Telefax: Postgiro: Bankgiro: Abonnementspris kr 250, Studentabonnement kr 180, Enkeltnr. kr 70, inkl. porto Annonsepriser (ekskl. mva.) gjeldende fra 1. januar /1 side kr 4.400, 3/4 side kr 3.900, 1/2 side kr 3.400, Abonnement loper til oppsigelse foreligger.

3 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 110 (1996), 1-33 ARBEIDSTILBUD OG KONSUM I ET LIVSSYKLUSPERSPEKTIV: HVA HAR VI LÆRT AV TI ÅRS EMPIRI?* Av Tom Kornstad** I løpet av de siste ti til femten årene har det wen lagt ned mye arbeid i estimering av strukturelle livsløpsmodeller for arbeidstilbud og i særdeleshet for konsum. Artikkelen gir en oversikt over hva denne innsatsen har lært oss om husholdenes fordeling av disse godene over livsløpet. Status er at vi vet forholdsvis lite. Estimatene på de intertemporale substitusjonselastisitetene er små i tallverdi, men som følge av at studiene typisk gjør forutsetninger som ikke testes ut og som kan være lite realistiske, er det vanskelig å vurdere både disse og andre resultater. Det faktum at man ikke vet hvordan ny informasjon om framtiden påvirker tilpasningen er et fundamentalt problem. I. INTRODUKSJON Modigliani og Brumbergs (1955) livsløpsmodell for konsum har fått stor oppmerksomhet for sine mikro- og makroøkonomiske implikasjoner, og i 1985 fikk Modigliani Nobelprisen i økonomi for blant annet dette arbeidet. Som følge av den store interessen for denne modelltypen og den teknologiske utviklingen på EDB-siden de siste tiårene, har det de siste 10 til 15 årene vært lagt ned et stort arbeid i å finne fram til økonometriske spesifikasjoner av strukturelle livsløpsmodeller for konsum og arbeidstilbud. Dette arbeidet er preget av at mens estimering av livsløpsmodellene ideelt sett krever data for konsum og priser samt forventningene om framtidige * Artikkelen baserer seg for en stor del på prøveforelesningen min over oppgitt emne til dr polit-graden. ** Jeg takker Steinar Strøm og i særdeleshet John K. Dagsvik for all veiledning og diskusjon knyttet til doktorgradsprosjektet mitt. Det har gitt meg et godt utgangspunkt for å skrive denne artikkelen. Takk også til Jon Vislie og to anonyme konsulenter for nyttige kommentarer til et tidligere utkast av artikkelen.

4 2 priser og preferanser over hele livsløpet til hvert enkelt hushold, finnes det ikke noe datasett som inneholder all denne informasjonen. Utfordringen har dermed vært d finne fram til økonometriske spesifikasjoner som gjør det mulig å estimere de interessante parameterne fra de dataene man faktisk har. En oversikt over disse tilnærmingene finnes i Kornstad (1993a). I inneværende studie gjøres det rede for hva all denne innsatsen har gitt oss av kunnskap om arbeidstilbud og konsum i et livsløpsperspektiv. Når man skal forsøke d besvare dette spørsmålet, er det viktig ikke bare d fokusere pd estimatene for de ulike etterspørselselastisitetene, men vel sd viktig A. forsøke d foreta en vurdering av om de økonometriske spesifikasjonene som ligger til grunn for estimatene, er gode. Dette kan gjøres ved hjelp av formelle tester fra statistisk metodelære og/eller ved mer skjønnsmessige vurderinger av i hvilken grad de valgte modellspesifikasjonene fanger opp de viktigste trekkene ved husholdenes atferd. De mest brukte formelle testene inkluderer standard t-tester for å undersøke hvorvidt de enkelte regresjonskoeffisientene er signifikant forskjellig fra null, og tester for d undersøke egenskapene til restleddene. Andre mer eller mindre formelle tester inkluderer omhyllingstester der en tester hvor godt den estimerte modellen forklarer historiske data sett i forhold til konkurrerende modellspesifikasjoner, og studier av hvordan modellen oppf0- rer seg ved prediksjoner. Mens t-testene brukes hyppig uansett om analysen er basert på mikro- eller makrodata, brukes testene for restleddsegenskapene nesten uten unntak bare ved analyser av aggregerte tidsseriedata. Også de formelle omhyllingstestene brukes hyppigere ved analyser av aggregerte tidsseriedata enn ved analyser av mikrodata. Når det gjelder bruken av de statistiske testene, bør de bare ses pd som grove indikatorer på hvor godt modellen er spesifisert. Grunnen til dette er at mens testene forutsetter at det er sterke lovmessigheter i de sammenhengene som studeres, er den økonomiske modellen typisk en forholdsvis røff tilnærming til det problemet som studeres. Det betyr at dersom man bare får nok data, vil man alltid få forkastning av den valgte modellen. Det faktum at man normalt utfører flere tester på samme observasjonsmateriale uten å. ta hensyn til at sannsynligheten for å begå minst en forkastningsfeil for den simultane testprosessen sett under ett i alminnelighet blir en annen enn nivået for den enkelte test, tilsier også at testene bør ses på som grove indikatorer.

5 3 I arbeidet med A. vurdere modellspesifikasjonene i analysene som omfattes av denne oversiktsartikkelen, står vi overfor det faktum at vi bare har tilgang pd de opplysningene som finnes i de gjennomgåtte artiklene, og dette varierer fra artikkel til artikkel. Det innebærer at det er vanskelig å vurdere de ulike arbeidene ved hjelp av de samme kriteriene, og vi kan heller ikke gjennomføre omslutningstester på historiske data. Vi vil heller ikke forsøke a. evaluere modellspesifikasjonene med utgangspunkt i simuleringseksperimenter siden det typisk er komplisertl og arbeidskrevende A. gjennomføre simuleringer. I det folgende vil vi derfor legge vekt pd d diskutere modellspesifikasjoner og rimeligheten av de forutsetningene som typisk legges til grunn ved empiriske analyser av livslopsmodellen. Ved vurderingene kan man i en del tilfeller utnytte resultatene fra andre empiriske analyser, mens man i andre tilfeller må ta intuisjonen til hjelp. Siden studien vektlegger analyser som bruker mikrodata, og disse studiene i ten grad gjør bruk av formelle statistiske tester når vi ser bort fra t-testene, legges det relativt liten vekt pd formelle statistiske tester. I den grad resultater knyttet til t-testene kommenteres, er dette for d gi en pekepinn på i hvilken grad estimatene er presist bestemt. Studien legger vekt pd analyser som er basert pd strukturelle modeller, og som ikke gjor bruk av antakelsen om en representativ konsument. Begrunnelsen for dette er at det ellers er vanskelig d tolke de ulike parameterne som estimeres, og avgrensningen innebærer i praksis at det fokuseres pd arbeider som bruker mikrodata. Når det gjelder etterspørselen etter konsum, er imidlertid mye av dette arbeidet knyttet opp mot Friedmans permanent inntekthypotese. Denne spesifikasjonen av livslopsmodellen er typisk estimert pd makrodata ved hjelp av antakelsen om en representativ konsument, og som folge av at dette arbeidet har vært så omfattende, er også disse studiene omtalt. Med unntak at fire arbeider av henholdsvis BiOrn (1981), Dagsvik (1987), Kornstad (1993b) og Mork og Smith (1989) finnes det lite tilgjengelig dokumentasjon av livslopsmodeller estimert pd norske husholdsdata. Studien er derfor hovedsakelig basert på utenlandsk litteratur. Som folge av at det finnes lite litteratur om estimering av strukturelle livsløpsmodeller for etterspørselen etter varige goder, se Bernanke (1984, 1 For mange strukturelle livslopsmodeller for konsum og arbeidstilbud vet vi ikke engang hvordan modellene kan loses for bruk ved simuleringseksperimenter.

6 4 1985) og Mankiw (1985), lar vi konsum være synonymt med konsum av ikke-varige goder. 2. MODELLRAMME Anta at husholdets preferanser over livet i periode $t$ kan beskrives ved nyttefunksjonen Vt = E p)k e-rk [Uk ki-4 7 XkLI, k=t (1) hvor p er tidspreferanseraten og Gk [Uk (Ck, Hk, Xk)] er innen-periode nytten i periode k. For å forenkle symbolbruken antas det at det bare er en person i husholdet som tilbyr arbeid, og at husholdet har preferanser over et Hicks aggregat av ikke-varige goder, C k, arbeidstilbud, Hk, og en vektor med variable som fanger opp skift i husholdets preferanser over tid, Xk. (Vektoren Xk fanger også opp heterogeniteten i preferansene over ulike hushold.) Funksjonen Uk forutsettes å være additiv separabel i Ck og Hk, mens Gk er en monotont stigende transformasjon som bestemmer kardinaliseringen2 av nytten i periode k. I de fleste empiriske analyser antas det at Gk er gitt ved identitetstransformasjonen, men det finnes studier som estimerer parameterne i denne funksjonen, se MaCurdy (1983) og Blundell, Meghir og Neves (1993). Planleggingshorisonten T er typisk eksogent gitt i empiriske livslopsmodeller. Slik den er presentert her er nyttefunksjonen additiv separabel 3 både over tid og innen hver enkelt periode. Antakelsen om separabilitet innen 2 Innen-periode nyttene i livsløpsmodeller er kardinal og ikke ordinal. Det betyr at dersom, vi foretar en ikke-lineær (men monotont stigende) transformasjon av innen-periode nyttene, endrer dette konsumentens rankering av de ulike godekombinasjonene over livs10- pet. Valget av G k-funksjonene har dermed betydning for hvordan vi mener konsumenten rankerer ulike godekombinasjoner over livsløpet. 3 Ifølge Deaton og Muellbauer (1989) er innen-periode nytten svakt separabel dersom Ut(Ct,Ht) kan skrives som Gt [(Id (C t), U ht d], der U(C) og Uht(Ht) er de gode-spesifikke nyttene og Gt er en monotont stigende funksjon. Det vil si, den betingede rankeringen av henholdsvis Ct og Ht er uavhengig av konsumet av det andre godet. Hvis Ut(Ct,Ht) kan skrives som Gt[Uct(Cd+Uht(Ht)], er innen-periode nytten additiv (strengt) separabel. Dersom ingen av disse to tilfellene er relevante, er innen-periode nytten ikkeseparabel. Intertemporal ikke-separabilitet er definert tilsvarende.

7 5 hver enkelt periode er forholdsvis vanlig innen empiriske livsløpsstudier, men kan ikke begrunnes ut fra empiriske tverrsnittsstudier. Når det gjelder antakelsen om intertemporal separabilitet, innebærer den at det er mulig å finne fram til betingete etterspørselsfunksjoner hvor virkningen av historiske avgjørelser og framtidige priser og preferanser kan representeres ved en enkelt oppsummerende variabel. Ved å velge en spesifikasjon hvor denne oppsummeringsvariabelen kan observeres i datasettet, kan man i det minste estimere modeller som er konsistente med livsløpsteorien med de dataene som faktisk eksisterer. Det er derfor svært vanlig å anta intertemporal separabilitet ved estimering av livsløpsmodeller fra mikrodata, se blant annet MaCurdy (1981, 1983), Heckman og MaCurdy (1980) og Blundell, Meghir og Neves (1993), men det er ikke åpenbart at den er rimelig, Muellbauer (1986) sier at «Evidence from the estimation of com - plete systems of demand equations suggests that habits or persistence effects play an important role in consumer behavour.», og Hotz, Kydland og Sedlacek (1988) «find evidence that the standard assumption of intertemporally separable preferences for leisure is not consistent with data for prime-age males.». Boyer (1991) trekker samme konklusjon, mens et miljø rundt Arie Kapteyn i Nederland peker på at man også bør ta hensyn til at det kan være avhengighet mellom ulike personer/hushold i preferansene for ulike goder, se Alessie og Kapteyn (1991). Imidlertid finnes det få arbeider som studerer betydningen av vanedannelse innenfor feltet strukturelle livsløpsmodeller, og per i dag har vi ikke nok kunnskap om dette. Dersom antakelsen om separabilitet mellom og/eller innen de ulike periodene er urimelig, kan det imidlertid stilles spørsmålstegn ved resultatene fra analyser som forutsetter dette. Av andre egenskaper knyttet til preferansene merker vi oss at man typisk ser bort fra at husholdet vurderer ikke-pekuniære desisjonsvariable, så som arbeidsoppgaver og arbeidsmiljø, ved bestemmelsen av arbeidstilbudet. Husholdet står i periode t overfor budsjettbetingelsene rk)(wkhk + Fk PkCk), k = t,t + 1, -,T 1, (2) hvor pk og wk er de nominelle prisene pd ikke-varige goder og fritid, mens rk er nominell rentesats i periode k. Variabelen Fk er nominell verdi av ren-

8 6 tebærende fordringer målt etter fradrag for gjeld ved utgangen av periode k, og for 5. forenkle notasjonen er det sett bort fra inntekts- og formuesbeskatning. Husholdet kan være beskranket i arbeidsmarkedet, men vi tar bare hensyn til at arbeidstilbudet ikke kan være negativt, Hk > 0, k = t,t +1,- - -,T. (3) Tilpasningen i periode i bestemmes ved at husholdet maksimerer forventet neddiskontert nytte over livet med hensyn pd Ht og Ct gitt budsjettbetingelsene (2), ikke-negativitetsbetingelsene på arbeidstilbud (3) og finansformuen ved inngangen til perioden samt sluttformuen FT. Førsteordensbetingelsene for konsum og fritid er gitt ved og agt aut. Atpi out act act aut, = AtWt ± at, 8Ut aht (4) (5) og tilpasningen tilfredsstiller også Euler-ligningen for pengenes grensenytte, At 1 -I- rt. EtAt p (6) Lagrangemultiplikatorene Xt og at er knyttet til henholdsvis budsjettbetingelsen og ikke-negativitetsskranken for arbeidstilbud, og k t kan spesielt tolkes som pengenes grensenytte. Pengenes grensenytte er alltid positiv, mens skyggeprisen på fritid, oct, er positiv dersom skranken er bindende og null ellers. Dersom vi innfører inntektsbeskatning av lønn og renter, er w t og rt marginallønn og -rente etter skatt, og i det følgende skal vi assosiere disse variablene med dette.

9 7 I Euler-betingelsen (6) for pengenes grensenytte indikerer forventningsoperatoren Et at husholdet tar hensyn til all tilgjengelig informasjon i periode t ved beregningen av forventningsverdien til pengenes grensenytte. 3. ARBEIDSTILBUD I ET LIVSLØPSPERSPEKTIV Førsteordensbetingelsen (5) for arbeidstilbud kan omskrives til fit = 0 hvis f it--e g f"t1 H.0 >wti H=O (7) fit > 0 ellers, og bestemt ved ---1-(#-G-2-9 = w- t, At aut 0 Ht hvor «tilde» betegner av variabelen er utregnet i optimum, mens 6=0 betegner at variabelen er regnet ut for null timer arbeid. Det vil si, hvis marginalnytten av fritid ved null timer arbeid overstiger marginallønnen ved null timer arbeid, velger personen ikke a arbeide. I motsatt fall velger personen d arbeide, og tilpasser seg slik at marginalnytten av fritid er lik marginallønnen. Arbeidstilbud har dermed to ulike dimensjoner, årlig yrkesdeltakelse, og gitt at man arbeider, ønsket arbeidstid 4 målt i timer. 3.1 Yrkesdeltakelse over livsløpet Av Euler-betingelsen (6) for pengenes grensenytte framgår det at etter hvert som husholdet får ny informasjon om framtiden, oppdateres verdien på pengenes grensenytte kontinuerlig slik at den blir lik forventet grensenytte av å bruke de samme pengene til neste dr. Ifølge ligning (7) vil dermed husholdet jevnlig vurdere hvorvidt det vil arbeide eller ikke. Når det gjelder empiriske analyser av denne beslutningen, er det et problem at det per i dag ikke er utviklet gode metoder for A. tallfeste variabelen for pengenes grensenytte, som er en funksjon av alle eksogene størrelser i modellen. MaCurdy (1981) viser hvordan det i prinsippet er mulig i tilfellet med perfekt sikkerhet, men ellers har det vært arbeidet lite med dette problemet5. Ifølge Heckman (1993) er det «important to notice that 4 I det folgende lar vi arbeidstid være synonymt med Ønsket arbeidstid. Vi ser altså bort fra at arbeidstaker kan ønske arbeid uten d få det. 5 I forbindelse med estimering av modellen har man i stedet funnet fram til spesifikasjoner hvor X er erstattet med et instrument.

10 8 virtually all empirical studies in this literature (dvs livsløpsmodeller for arbeidstilbud) ignore entry and exit decisions». Resultatet er at man har lite empirisk kunnskap om beslutningen jobb/ikke jobb over livsløpet. Dette er et tankekors idet Coleman (1984) viser at mesteparten av fluktuasjonene i aggregerte timeverk i USA skyldes variasjoner i sysselsettingen, og ikke variasjoner i antall arbeidstimer per arbeidstaker. Beslutningen jobb/ikke jobb har også store konsekvenser for budsjettene knyttet til offentlige trygde- og overføringsordninger. 3.2 Fordeling av arbeidstid over livsløpet Før vi ser på hva livssyklushypotesen sier om arbeidstilbud i et livsløpsperspektiv gitt at man arbeider, kan det være av interesse å studere fordelingene av (realisert) arbeidstid og marginallønn etter skatt over livet, og sammenhengen mellom disse, for en «typisk» lønnsmottaker. Ideelt sett krever dette paneldata over livsløpet til enkeltpersoner, men per i dag ser det ikke ut som at noe land har slike data for arbeidstid og timelønn. Dersom man har tverrsnittsdata for en enkelt periode, kan man bruke disse til å lage syntetiske 6 livsløpsdata for et «gjennomsnittshushold», men denne metoden gir skjeve livsløpsprofiler som følge av kohorteffekter. For d unngå dette foreslår Browning, Deaton og Irish (1985) at dersom man har repeterende/årlige tverrsnittsundersøkelser, kan man lage syntetiske paneldata for ulike kohorter ved d følge den enkelte kohort gjennom de ulike undersøkelsene. I Norge har vi verken paneldata eller repeterende tverrsnittsundersøkelser som er egnet til å belyse den simultane fordelingen av arbeidstid og timelønn over livet, og som følge av dette ser vi på noen figurer hentet fra Card (1991). Card (1991) bruker amerikanske tverrsnittsdata fra «March Current Population Surveys» for perioden 1977 til 1989 til d lage figur 1 og 2. Figur 1 viser gjennomsnittlig log timelønn etter utdanningsgruppe og alder, mens figur 2 viser fordelingene av gjennomsnittlig log arbeidstid målt i 1000 timer. Lønnssatsen er beregnet ved å dele årlig arbeidsinntekt på årlig arbeidstid, og grafene representerer bare personer som jobber. 6 Syntetiske livsløpsdata kan konstrueres fra tverrsnittsdata ved å lage gjennomsnittstall (for for eksempel arbeidstid) for ulike alderskohorter og la disse gjennomsnittstallene representere livsløpet til en representativ aktør.

11 Figur 1. Fordelingen av logaritmen til lønnssatsen over livet. Menn i alderen år i datasettet CPS Log(timelønn) Kilde: D. Card (1991). I j I '61'66 Alder 0-8 år utdann 12 fir utdann -1*- 16+ år utdann I Figur 2. Fordelingen av arbeidstid over livet. Menn i alderen år i datasettet CPS ) = 0.4- y 0.2 -g bo Alder --11F- 0-8 år utdann 12 år utdann 16+ år utdann Kilde: D. Card (1991).

12 1 0 Av figurene framgår det at mens lønnsprofilen i aldersintervallet 30 til 50 dr er ganske forskjellig for de tre utdanningsgruppene, har alle gruppene konstant arbeidstilbud i dette aldersintervallet. Pd grunn av mulige effekter knyttet til blant annet forskjeller i preferanser og timelønnsfordeling over alderskohortene skal vi være forsiktig med d trekke sterke konklusjoner, men det ser ut som om fordelingen av arbeidstid over livsløpet er uavhengig av fordelingen av lønnssatsen. Faktorer bak endringer i arbeidstid over livsløpet For A. belyse ytterligere hva vi vet om arbeidstilbudet over livsløpet gitt at man arbeider, anta at førsteordensbetingelsen for arbeid kan skrives som in lit = f3,xt + ln wt +,(3A ln At. (8) Denne type funksjoner kalles Frisch tilbudsfunksjoner, og i et livsløpsperspektiv er det denne funksjonen som er den sentrale spesifikasjonen av tilbudsfunksjonen, se Heckman (1974), MaCurdy (1981) og Browning, Deaton og Irish (1985). Ved analyser av endringer i (ønsket) arbeidstid over livsløpet er det viktig d skille mellom endringer som skyldes forutsette endringer i priser inklusive lønnssatser, og demografiske variable, og endringer som skyldes uforutsette endringer i disse størrelsene. Virkningene av forutsette endringer i lønnssats og demografiske kjennetegn ved husholdet fanges opp av henholdsvis O w og Ox. Parameteren Ow kalles den intertemporale substitusjonselastisiteten, og gir uttrykk for den prosentvise endringen i arbeidstiden ved en prosent økning i lønnssatsen, gitt at pengenes grensenytte er konstant. At pengenes grensenytte er konstant innebærer at endringen i lønnssatsen er forutsett og ikke påvirker forventningene om framtidige priser og preferanser. Dersom endringen i lønnssatsen er uforutsett, men av kortvarig karakter, vil fi tilnærmet også måle virkningen 7 Det kan lett vises at dersom preferansene er av Box-Cox typen, er O x, = 13 ), i tilbudsfunksjonen (8): Anta at innen-periode preferansene kan beskrives ved Uk = Fkder y og Co er ukjente parametre, mens F og fl er husholdsspesifikke variable for modifisering av preferansene for konsum og fritid. Dersom Ok er gitt ved šk = exp{ dxk }, der Xk er et sett med observerbare karakteristika og d er en parameter-vektor, kan forsteordensbetingelsen for arbeid skrives som lnht = Ox xt + Ow in wt + fix in kt, der Ox = =-0171 og Ox =-L.

13 11 av dette siden en slik endring bare i liten grad påvirker pengenes grensenytte. Hvis endringen i for eksempel lønnssatsen er uforutsett (og ikke kortvarig), får vi en tilleggseffekt på arbeidstiden via endringer i pengenes grensenytte. Størrelsen pd tilleggseffekten er gitt ved endringen i logaritmen til pengenes grensenytte multiplisert med koeffisienten SA, som gir uttrykk for elastisiteten i arbeidstilbudet med hensyn pd pengenes grensenytte. Den intertemporale substitusjonselastisiteten er alltid positiv, mens O x er positiv dersom fritid er et normalt gode. Dersom konsumet er uavhengig av lønnssatsen for gitt verdi pd pengenes grensenytte, er /3 = fi x. Det er tilfelle dersom nyttefunksjonen er additiv separabel både mellom periodene og innen hver enkelt periode. Generelt gjelder det imidlertid at Ct o lnct f3w = ß + wh 3 lnwt (9) Det vil si, den intertemporale substitusjonselastisiteten er større enn elastisiteten med hensyn pd pengenes grensenytte dersom en partiell økning i lønnssatsen fører til økt konsum i samme periode. Endringen i arbeidstiden fra en periode til den neste kan finnes ved å uttrykke tilbudsfunksjonen på førsteordens differens form. Ved d utnytte Euler-betingelsen for pengenes grensenytte finner vi at 1 + rt-i ln lit fixaxt -f- #.6, in wt ßA + 13),(th OÄEt-1 [exp(00], (10) 1 +p hvor Ot = In At Et_1 in At er husholdets prediksjonsfeil med hensyn til logaritmen av pengenes grensenytte en periode fram i tiden, og A er differensoperatoren av første orden. Dette betyr at endringer i arbeidstiden over livsløpet er bestemt ved Forutsette endringer i preferansene for fritid Forutsette endringer i marginallønnen etter skatt

14 12 Forutsette endringer i forholdet mellom marginalrenten etter skatt og tidspreferanseraten Oppdateringer av pengenes grensenytte som følge av ny informasjon om framtidige preferanser og priser Dersom husholdet tilpasser seg under perfekt sikkerhet med hensyn til framtidige priser og preferanser, er gxcht og flket_ i [exp (4) )] lik null, og det er bare de tre første punktene i listen som har betydning for endringer i arbeidstilbudet over livsløpet. Betydningen av forutsette endringer i preferansene for fritid På tross av at det åpenbart er viktig 5. ta hensyn til heterogeniteten i befolkningen med hensyn til preferansene for fritid, kan vi ikke tallfeste hvordan endringer i eksogene variable som påvirker preferansene for fritid, påvirker fordelingen av arbeidstiden over livsløpet. Begrunnelsen for dette er at det ser ut som om disse variablene primært er tatt med for å bedre kvaliteten på estimatene på koeffisienten knyttet til lønnssatsen, og ikke primært for å si noe om hvordan for eksempel forekomsten av barn påvirker arbeidstiden, se også Nakamura og Nakamura (1992). For eksempel varierer det fra analyse til analyse hvordan barn er representert i modellspesifikasjonene. Betydningen av forutsette endringer i menns lønnssatser Det er særlig den intertemporale substitusjonselastisiteten (ß) som har stått sentralt i empiriske analyser av arbeidstilbud i et livsløpsperspektiv. Ved vurderingen av estimatene som omtales nedenfor, er det viktig d ha klart for seg at de generelt avhenger av den valgte kardinaliseringen av innen-periode nyttene, og at mange analyser ikke estimerer G t-funksjonene. Ghez og Becker (1975) bruker tverrsnittsdata fra 1960 US Census til å lage syntetiske livsløpsdata8 for et «gjennomsnittshushold», og finner på basis av dette at substitusjonselastisiteten for menn ligger i området -0,068 til 0,44. Smith (1977) anvender samme datagenererende metode på Survey of Economic Opportunity 1967, og finner at den intertemporale sub- 8 Dataene er konstruert ved d ta geometrisk gjennomsnitt av lønnssats og arbeidstid for alle aldersgrupper, og anta at disse fordelingene representerer livsløpet til et typisk individ.

15 13 stitusjonselastisiteten er omkring 0,32. Browning, Deaton og Irish (1985) lager syntetiske livslopsdata for ulike kohorter ved hjelp av British Family Expenditure Surveys , og finner at den intertemporale substitusjonselastisiteten for menn avhenger sterkt av modellspesifikasjonen. Denne analysen uttrykker skepsis til om livsløpsmodellen faktisk kan forklare arbeidstilbudet. MaCurdy (1981) estimerer den intertemporale substitusjonselastisiteten fra en ligning som tilsvarer (10) med visse tilleggsantakelser. Denne spesifikasjonen tar hensyn til at det er individspesifikke «fixed effects» i arbeidstilbudet, og ved å kontrollere for dette ved hjelp av paneldata får man bedre kvalitet pd estimatene. I tillegg unngår man (de mulige) kohortskjevhetene i estimatene som kjennetegner studiene som bruker syntetiske livslopsdata basert på ett enkelt tverrsnittsdatasett. Ved hjelp av Michigan Panel Study of Income Dynamics (PSID) 1967 til 1976 finner MaCurdy at punktestimatene for menn ligger i området 0,10 til 0,45. Estimatene er stort sett signifikant forskjellig fra null ved 5 prosent konfidensnivå. Ingen av de ovennevnte studiene estimerer imidlertid transformasjonsfunksjonen G. Det gjør derimot MaCurdy (1983), som estimerer kardinaliseringen ved hjelp av paneldata fra Denver Income Maintenance Experiment I motsetning til MaCurdy (1981) tar denne studien hensyn til inntektsskatter og at husholdet kan være usikker med hensyn til framtidige priser og preferanser. Spesifikasjonen av preferansene innebærer imidlertid at det ikke er mulig å finne et eksplisitt uttrykk for den intertemporale substitusjonselastisiteten, og MaCurdy gir heller ingen eksempler på hvor stor den kan være. Det gjør heller ikke Kornstad (1993b), som bruker samme klasse av nyttefunksjoner som MaCurdy. Altonji (1986) antar at kardinaliseringen er gitt ved identitetstransformasjonen, og bruker data fra PSID 1968 til Spesifikasjonen tillater usikkerhet med hensyn til framtidige priser og preferanser, og den intertemporale substitusjonselastisiteten for menn estimeres fra to forskjellige hovedspesifikasjoner. Den forste er basert på MaCurdys «fixed effects approach», og for denne konkluderer Altonji at «Overall, the results suggest an estimate of O w in the neighbourhood of.05 with a standard error of.08.». Den andre spesifikasjonen utnytter den marginale substitusjonsbrøk mellom arbeidstilbud og konsum. Med to ulike instrumenteringer av lønnssatsen gir denne tilnærmingen estimater på den intertemporale sub-

16 14 stitusjonselastisiteten pd 0,172 og 0,094, med standardavvik 0,119 og 0,073. I motsetning til MaCurdy (1981) finner altså Altonji at estimatet pd den intertemporale substitusjonselastisiteten for menn ikke er signifikant forskjellig fra null ved 5 prosent signifikansnivå. Ved hjelp av to ulike mål pd lønnssatsen i PSID finner forøvrig Altonji at omkring 70 prosent av den observerte variansen i lønnssatsen skyldes målefeil. Det kan altså være grunn til d tro at resultatene fra studier som bruker data for lønnssatsen fra PSID, er skjeve på grunn av målefeil i lønnsdataene. Blundell og Walker (1986) peker pd at MaCurdys «fixed effects approach» legger sterke restriksjoner pd formen på innen-periode nyttene. For d unngå en del av disse restriksjonene foreslår de d utnytte resultatene fra to-trinns budsjettering, se Blackorby, Primont og Russel (1978). Denne tilnærmingen tillater ikke-separable innen-periode preferanser, og at den intertemporale substitusjonselastisiteten avhenger av kjennetegn ved individene. Ved hjelp av tverrsnittsdata fra U K Family Expenditure Survey (FES) 1980 estimerer de en modell for familiers arbeidstilbud som er konsistent med livsløpsteorien. Estimatene indikerer at det ikke er rimelig d anta separabel innen-periode nytte slik de ovennevnte studiene av Ghez og Becker, Smith, MaCurdy (1981), Kornstad og Altonji gjør. Den gjennomsnittlige substitusjonselastisiteten for menn delt inn etter husholdstype varierer fra 0,010 til 0,0469, men heller ikke denne analysen estimerer kardinaliseringen av (de indirekte) innen-periode nyttene. Betydningen av forutsette endringer i kvinners lønnssatser Når det gjelder livsløpsstudier av kvinners arbeidstilbud, finnes det færre studier enn for menn. Heckman og MaCurdy (1980) modifiserer MaCurdys «fixed effects approach» ved at begge dimensjonene for arbeidstilbud integreres i den relasjonen som estimeres (A bivariate fixed effects «Tobit» model). Dermed tar man hensyn til de seleksjonsskjevhetene som kan oppstå dersom preferansene for fritid/arbeid estimeres fra et underutvalg av personer som alle arbeider, slik det vanligvis gjøres. Studien bruker paneldata fra PSID for årene 1968 til 1975, og den intertemporale substitusjonselastisiteten for kvinner estimeres til 1,00. Også dette estimatet er avhengig av at identitetstransformasjonen gir den rette kardinaliseringen av innen-periode nyttene. 9 I denne studien finnes det ikke noen estimater på standardavvikene til estimatene.

17 15 Mens arbeidstilbudsstudiene typisk bare studerer arbeidstilbudet til enten kvinner eller menn, tar analysen til Blundell og Walker (1986) utgangspunkt i at gifte ektefeller bestemmer arbeidstilbudet sitt simultant. På basis av dette finner de at elastisitetene for kvinner varierer fra i gjennomsnitt -0,089 (som ikke er konsistent med modellen) til 0,191. Som nevnt over estimerer imidlertid ikke denne studien kardinaliseringen av innen-periode nyttene. Det gjør derimot Blundell, Meghir og Neves (1993) 10, som bruker syntetiske livsløpsdata for kohorter basert pd FES Denne analysen tar hensyn til at grensenytten av kvinners fritid kan avhenge av konsumet i samme periode, og at den intertemporale substitusjonselastisiteten kan være personspesifikk. Den gjennomsnittlige elastisiteten for ulike grupper av kvinner synes generelt å være mindre enn 1 og nær 0,5 for de barnløse kvinnene med høyest arbeidstid. Betydningen av ny informasjon om framtidige marginallonner og preferanser I listen over faktorer som bestemmer fordelingen av arbeidstiden over livsløpet, gjenstår det d kommentere de to siste punktene. Livsløpslitteraturen antar typisk at tidspreferanseraten er konstant over tid og lik for alle hushold. Dette virker intuitivt lite rimelig, og vi konkluderer at vi vet lite om hvordan forutsette endringer i forholdet mellom tidspreferanseraten og marginalrenten etter skatt påvirker fordelingen av arbeidstiden over livsløpet. Når det gjelder virkningene av uforutsette endringer i preferansene og/eller fordelingen av lønnssatsen over livsløpet, ser vi av ligning (10) at i forhold til tilfellet med perfekt sikkerhet får vi en tilleggseffekt pd arbeidstilbudet via oppdateringen av verdien på pengenes grensenytte. Dersom fordelingen til prediksjonsfeilen pd pengenes grensenytte er konstant over tid, er Et_ i [exp (0)] konstant, og det er bare forkastningsfeilen cht som bidrar til variasjoner i (ønsket) arbeidstid fra år til år. Generelt vil imidlertid endringer i begge disse størrelsene ha betydning for endringer i arbeidstiden over livsløpet, men per i dag har vi lite kunnskap om hvordan verdien pd pengenes grensenytte oppdateres som følge av ny informasjon om framtiden. 10 Denne analysen estimerer ikke innen-periode preferansene for arbeid, men henter disse estimatene fra en analyse av Blundell, Ham og Meghirs (1991).

18 16 Vi har også lite kunnskap om størrelsen på O x; Som pekt pd tidligere er ßx = Ow dersom konsumet er uavhengig av lønnssatsen for gitt verdi på pengenes grensenytte, men vi har ikke empirisk belegg for å anta dette. Man kan dermed ikke bruke estimatene for ß som estimat på f3 x, og det er rimelig å konkludere at vi vet lite om hvordan ny informasjon om framtidige priser og preferanser påvirker husholdenes fordelinger av arbeidstid over livsløpet. 3.3 Oppsummering av status for arbeidstilbud Vi vet altså lite om hvilke faktorer som er viktige ved husholdenes jobb/ikke jobb-beslutninger, som følge av at denne beslutningen bare i ten grad er studert i empiriske livsløpsanalyser. Når det gjelder bestemmelsene av husholdenes fordelinger av ønsket arbeidstid over livsløpet, vet vi heller ikke så mye på tross av de siste ti års store anstrengelser med å estimere strukturelle livsløpsmodeller for arbeidstilbud. Dette skyldes at arbeidene i stor grad har fokusert på estimering av intertemporale substitusjonselastisiteter, mens man i liten grad har studert betydningen av variable som påvirker preferansene for arbeid, og betydningen av at husholdet får ny informasjon om framtiden. Når det gjelder størrelsen pd den intertemporale substitusjonselastisiteten, gir empirien bare delvis støtte til den vanlige antakelsen om at kvinners arbeidstilbud er mer elastiskl 1 overfor endringer i marginallønnen etter skatt enn menns. Riktignok er det en tendens til at den intertemporale substitusjonselastisiteten er større for kvinner enn for menn, men dersom vi tar hensyn til usikkerheten ved estimatene, tyder estimatene på at arbeidstilbudet er tilnærmet uelastisk med hensyn til forutsette endringer i lønnssatsen både for kvinner og menn, se også Heckman (1993). Det er forøvrig grunn til å sette spørsmålstegn ved mange av de brukte modellspesifikasjonene idet man ofte gjør a priori forutsetninger som ikke testes empirisk på grunn av manglende data. Mange analyser forutsetter både intra- og intertemporal separabilitet og identifiserer den intertemporale substitusjonselastisiteten fra innen-periode allokeringen av goder, eller man gjør bruk av syntetiske livsløpsdata. Intuitivt er det rimelig å tro 11 Hypotesen om at kvinners arbeidstilbud er mer elastisk enn menns er ofte basert pd et resonnement om at mannen er hovedinntektstaker i husholdet og at kvinnens arbeidsinntekt er et supplement til mannens inntekter.

19 17 at den intertemporale substitusjonselastisiteten ikke er konstant slik det ofte antas, men at den varierer med kjennetegn ved husholdet. Flere av de ovennevnte studiene bruker gjennomsnittlig timelønn før skatt som mdl på marginallønnen etter skatt, og det faktum at det typisk er betydelige feil i målingen av lønnssatsen gjør også at man skal være forsiktig med å trekke skarpe konklusjoner. Andre svakheter er at studiene typisk ser bort fra at skatte- og overføringssystemene kan gi ikke-konvekse budsjettmengder, og at dette kan føre til at førsteordensbetingelsen for arbeidstilbud ikke er oppfylt. Betydningen av offentlige (sosiale) trygde- og overføringsordninger for husholdets budsjettbetingelse ses også typisk bort fra (se Craig og Batina 1991 for en simuleringsstudie). Det forhold at alle de ovennevnte studiene for kvinner ser bort fra mulighetene for pass av barn, tilsier også at man skal være forsiktig med å trekke for sterke konklusjoner når det gjelder kvinner. Overført til norske forhold er det også grunn til å sette spørsmålstegn' ved modelleringen av arbeidsmarkedet i disse studiene. Den tar utgangspunkt i at arbeidstakeren står overfor en eksogent bestemt lønnssats, som er uavhengig av yrkeserfaringen. Gitt lønnssatsen kan husholdet velge mellom et uendelig (kontinuerlig) antall jobber med forskjellig arbeidstid. Med tanke på Arbeidsmiljølov og den standardisering av arbeidstiden som finnes i det norske arbeidsmarkedet, er dette en grov tilnærming. En antakelse om at husholdet velger mellom et endelig antall jobber karakterisert ved en bestemt arbeidstid, lønnssats, mengde frynsegoder og arbeidsmiljø synes å være en bedre tilnærming. 4. KONSUM I ET LIVSLØPSPERSPEKTIV Arbeidet med å estimere livsløpsmodellen på konsumdata har vært mye mer omfattende enn arbeidet med å estimere den på data for arbeidstilbud, og man har prøvd seg fram med en rekke modellspesifikasjoner. Den omfattende innsatsen skyldes blant annet at man har forsøkt d estimere en konsumfunksjon til bruk i de såkalte ISLM (planleggings-) modellene. Konsummodellen har følgelig i stor grad vært estimert på aggregerte tidsseriedata ved hjelp av antakelsen om en representativ konsument. Den andre hovedretningen har vært estimering av Euler-ligninger for konsum svarende til ligning (10), men dette arbeidet har vært mindre omfattende.

20 18 Begge disse to tilnærmingene bygger i dag på Halls (1978) artikkel. I denne artikkelen viser Hall at dersom konsumenten Har rasjonelle forventninger med hensyn til framtidige inntekter Ikke er rasjonert i kredittmarkedet Står overfor en realrente som er kjent og konstant over livsløpet Står overfor en tidspreferanserate som er konstant over livsløpet Har preferanser som er additivt separable over tid (Konsum er eneste argument i nyttefunksjonen) Har kvadratisk innen-periode nytte Maksimerer forventet nytte mhp konsum, vil en god approksimasjon av konsumet over livet være gitt ved Ct = go + gict i + Et, (12) hvor go og g l er konstanter mens E t er et stokastisk restledd som representerer oppdateringen av pengenes grensenytte som følge av ny informasjon om framtidige priser og preferanser. Siden konsumenten antas d ha rasjonelle forventinger er E1 E t = 0, og Hall slo dermed fast at som en rimelig tilnærming vil konsumet over livet følge en «random walk 12 with trend», og at med unntak av konsum i år har vi ingen informasjon som kan brukes til d si noe om konsumet til neste år 13. Hall tester denne implikasjonen ved hjelp av aggregerte tidsseriedata for etterkrigsperioden i USA, og finner at empirien «passer» med en noe modifisert versjon av modellen. Av listen over ser vi imidlertid at Hall gjør bruk av strenge forutsetninger. 4.1 Livslopsprofilen for konsum belyst ved Frisch ettersporselsfunksjoner For a drøfte ytterligere hva vi vet om konsum i et livsløpsperspektiv, anta at forsteordensbetingelsen (4) for konsum av ikke-varige goder kan skrives som 12 Dersom konsumfunksjonen (12) er funnet ved A aggregere fra mikro, og økonometrikeren står overfor utelatte variable som påvirker preferansene på mikronivå, er restleddet trolig autokorrelert sett fra økonometrikerens side. 13 Halls andre viktige bidrag er at han påpeker at dersom konsumenten har rasjonelle forventninger, er Et ukorrelert med all informasjon tilgjengelig pd tidspunkt t - 1, og Ct_, er dermed ukorrelert med E. Dette faktum har betydning for estimering av modellen.

21 rt-i Ain Ct = b.axt + bpa pt bâ in + backt bxet-i [exp(4)] ( 13 ) 1+ p pd førsteordens differens form. Tolkningene av koeffisientene bx, bp og bk er analoge til tolkningene av henholdsvis fix, O w og i ligning (10). Merk også at Halls spesifikasjon er et spesialtilfelle av den tilsvarende spesifikasjonen i tilfellet at nyttefunksjonen er kvadratisk. Av ligningen framgår det at endringen i konsumet av ikke-varige goder over livet er bestemt ved Forutsette endringer i preferansene for konsum Forutsette endringer i prisen pd konsum Forutsette endringer i forholdet mellom marginalrenten etter skatt og tidspreferanseraten Oppdateringer av pengenes grensenytte som følge av ny informasjon om framtidige preferanser og priser Betydningen av forutsette endringer i preferansene for konsum Ser vi listen over i sammenheng med Halls analyse, ser vi at Hall blant annet ser bort fra at husholdene er heterogene i preferansene for konsum. Figurene 3 og 4 indikerer at dette er viktig. Grafene bygger på tverrsnittsdata fra UK Family Expenditure Surveys 1970 til 1986, og er hentet fra Attanasio og Browning (1993). Husholdene er delt inn i 6 kohorter basert på fødselsdatoen til den mannlige ektefellen. For hver kohort har man beregnet gjennomsnittlig realverdi av konsumet av ikke-varige goder og gjennomsnittlig realdisponibel inntekt for hvert av de 17 (fortløpende) årene som undersøkelsen omfatter. Grafene for ukorrigert inntekt og ukorrigert konsum er laget ved d ta regresjonene av logaritmen til henholdsvis gjennomsnittlig konsum og gjennomsnittlig inntekt med hensyn pd 102 dummy variable som representerer kombinasjonen av kohort (6 stk) og intervjuår (17 år), og grafene gir dermed gjennomsnittstall for ulike kohorter. I grafen for korrigert konsum er det i tillegg kontrollert for forskjeller i demografiske faktorer som antall barn, antall voksne, og en indikator for om det er barn i husholdet.

22 20 Figur 3. Fordelingen av konsum og inntekt over livsløpet. Log(pund) b b Alder ektemann Kilde: Attanasio og Browning (1993). Figur 3 viser sammenhengen mellom konsum og disponibel inntekt over livsløpet når det ikke korrigeres for forskjeller i demografiske kjennetegn blant husholdene i kohortene. Vi ser at grafene for både konsum og inntekt har en omvendt U-form, og konsum og inntekt er sterkt korrelert. Ut fra disse grafene ser det ut som om sparingen er forholdsvis konstant over livsløpet, og at det ikke skjer noen utjevning av konsumet over livet ved hjelp av kredittmarkedet. Som følge av mulige kohorteffekter skal vi imidlertid være forsiktig med d trekke for sterke konklusjoner av disse grafene. Figur 4 sammenligner grafen for ukorrigert konsum fra figur 3 med den tilsvarende grafen når det tas hensyn til forskjeller i demografiske kjennetegn. Vi merker oss at mens konsumet tidligere hadde en omvendt U- form, ser det ut til å være en sterk tendens til å jevne ut konsumet over livet når vi tar hensyn til heterogeniteten i preferansene. Også intuitivt virker det rimelige at demografiske kjennetegn er av betydning for konsumet, og vi konkluderer at det er viktig å ta hensyn til demografiske kjennetegn ved studier av husholdenes konsum og sparing over livsløpet, se også

23 21 Alessie og Kapteyn (1989), og Blundell, Browning og Meghir (1994). Det faktum at man i stor grad har brukt aggregerte tidsseriedata ved estimering av livslopsmodellen for konsum tilsier imidlertid at man har lite empirisk kunnskap om betydningen av disse variablene. Man har heller ikke kommet fram til noen «standard» for hvordan disse variablene skal være representert i modellspesifikasjonene. Figur 4. Fordelingen av konsumet over livsløpet ukorrigert og korrigert for forskjeller i demografiske variable mellom husholdene. Log(pund) Ukorrigert konsum Korrigert konsum I0 6b Alder ektemann Kilde: Attanasio og Browning (1993). Betydningen av forutsette endringer i konsumprisene Også innenfor empiriske analyser av etterspørselen etter ikke-varige goder har størrelsen på den intertemporale substitusjonselastisiteten vært et sentralt tema. Dersom vi ser bort fra variablene for smaksmodifisering, Xi., normaliserer konsumet slik at pt =1 for alle t, og antar at marginalrenten etter skatt er så liten at ln (1+ rei) rt_ i, følger det av ligning (13) at

24 22 in Ct = konstant bart_ i + ba0t bxet_i [exp(1501, (14) hvor konstantleddet er definert som bk ln(1+ p). Den intertemporale substitusjonselastisiteten er typisk estimert fra varianter av denne spesifikasjonen (de to siste leddene representerer restleddet i regresjonsligningen), og størrelsen pd elastisiteten måles ved den negative verdien av størrelsen på koeffisienten 14 til renten, det vil si -bk. Elastisiteten gir uttrykk for den prosentvise endringen i konsumet av en forutsett en prosent økning i den neddiskonterte prisen pd konsum, se Attanasio og Browning (1993). I motsetning til den intertemporale substitusjonselastisiteten for arbeidstilbud som er positiv, er den intertemporale substitusjonselastisiteten for konsum negativ. Den intertemporale substitusjonselastisiteten er ofte estimert ved hjelp av nasjonalregnskapstall og antakelsen om en representativ konsument; Hall (1988) rapporterer at elastisiteten er liten i tallverdi, muligens 0 og ikke under -0,2, mens Browning (1989) rapporterer at substitusjonselastisiteten ikke blir særlig presist bestemt innenfor hans modell. Også i andre studier basert pd makrodata finner man at substitusjonselastisiteten er nær null, se for eksempel Summers (1982) og Wickens og Molana (1984). Fra et mikroøkonometrisk synspunkt er det flere grunner til d kritisere mange av arbeidene som bruker makrodata. Livsløpshypotesen er i sin grunnleggende form en teori for konsumatferd pd mikronivå. Stor heterogenitet i befolkningen kan gi ikke-linearitet i substitusjonselastisiteten slik at vi får aggregeringsproblemer. Bruken av Euler-betingelsen for pengenes grensenytte forutsetter at husholdene ikke er rasjonert i kredittmarkedet, og pd makronivå er det vanskelig d få godt tak pd slike restriksjoner som virker forskjellig fra hushold til hushold. Gitt at husholdene maksimerer nytten over hele livsløpet, er det også et problem at man pd aggregatnivå ikke følger samme befolkning over tid, idet folk dør mens andre blir født. Med unntak av Attanasio og Weber (1993) finnes det imidlertid få analyser som studerer den empiriske betydningen av aggregeringsproblemet. (Denne studien 14 Av kommentarene i tilknytning til ligning (9) framgår det at dersom den intertemporale substitusjonselastisiteten har samme definisjon som under aysnittet om arbeidstilbud, må vi forutsette at arbeidstilbudet er uavhengig av prisen på ikke-varige goder dersom -bk skal være et mål på den intertemporale substitusjonselastisiteten bp.

25 23 finner at den intertemporale substitusjonselastisiteten blir mindre ved bruk av aggregerte data enn ved bruk av gjennomsnittsdata for kohorter.) Blundell, Browning og Meghir (1989) og Attanasio og Browning (1993) peker pd at spesifikasjonen av innen-periode nyttene har store konsekvenser for målingen av den intertemporale substitusjonselastisiteten, og at mye av litteraturen bruker spesifikasjoner som vi fra tverrsnittsstudier vet er lite tilfredsstillende. Som nevnt innledningsvis antar mange studier separabel innen-periode nytte, og flere studier forutsetter at konsumet er proporsjonalt med pengenes grensenytte (hvilket kan assosieres med lineære Engelfunksjoner). Et annet eksempel er at enkelte studier velger spesifikasjoner. av preferansene som innebærer at den intertemporale substitusjonselastisiteten er lik den inverse av koeffisienten for relativ risikoaversjon, se for eksempel Hall (1988). Når Hall finner at den intertemporale substitusjonselastisiteten da er nær null, innebærer dette at koeffisienten for relativ risikoaversjon er svært stor, og dette passer dårlig med observasjoner av at husholdene faktisk er villige til d ta risiko. Flere studier peker forøvrig på at i motsetning til hva som vanligvis gjøres, er det viktig d ta hensyn til vanedannelse ved modellering av konsumetterspørsel, se Muellbauer (1986, 1988), Alessie og Kapteyn (1991) og Stadt, Kapteyn og Geer (1985). Basert på teorien to-trinns budsjettering tar Blundell, Browning og Meghir (1989) og Attanasio og Browning (1993) hensyn til ikke-separabiliteten i innen-periode nyttene, og spesifiserer intertemporale substitusjonselastisiteter som avhenger av kjennetegn ved husholdet. Blundell et al. rapporterer at sysselsettingsstatus og eiendomsforhold vedrørende bolig synes d. ha stor betydning for størrelsen pd substitusjonselastisiteten, og at elastisiteten i gjennomsnitt er omkring -1. Attanasio og Browning finner at substitusjonselastisiteten blant annet avhenger av nivået pd konsu - met, og at økt konsum gir økt elastisitet målt i tallverdi, hvilket virker rimelig. De peker imidlertid på at substitusjonselastisiteten er upresist bestemt. Resultatene fra analysene på mikrodata tyder altså pd at det fortsatt er et stykke igjen før man har en god forståelse av hvordan den intertemporale substitusjonselastisiteten bestemmes. Betydningen av ny informasjon om framtidige priser og preferanser Går vi tilbake til listen med faktorer som bestemmer konsumet over livsløpet, er det i første rekke punktet for oppdateringen av pengenes grense-

26 24 nytte som det gjenstår å kommentere. Tilsvarende til hva som var tilfelle for arbeidstilbudet, må vi igjen konstatere at vi vet lite om hvordan ny informasjon om framtiden påvirker fordelingen av konsumet over livsløpet. Gitt at modellen fanger opp vesentlige trekk ved konsumet kan imidlertid de siste års skift i spareraten i Norge tyde på at forventningene med hensyn til framtiden har stor betydning for fordelingen av konsumet av ikkevarige goder over livet. 4.2 Livslopsprofilen for konsum belyst ved permanent inntektshypotesen Som nevnt over har en stor del av arbeidet med livsløpsmodellen for konsum hatt som formål å lage en makro konsumfunksjon til bruk i planleggingsmodellene. Disse arbeidene bygger ofte pd permanent inntekthypotesen, som sier at konsumentens årlige konsum bør tilpasses de samlede inntektene over livet, og ikke inntekten i ett vilkårlig år. Friedman spesifiserte permanent inntekthypotesen allerede i 1957, men som følge av Hall (1978) fikk denne teorien ny oppmerksomhet pd 1980-tallet. En implikasjon av Halls forutsetninger (se listen over) er nemlig at konsumet skal være lik den permanente inntekten, Ypt, det vil si r x-.., ' 1 Ct =- Yp t r Ft - F 2_, Et 1+r (wt-fiht+i) 7 i =,::, (1 + r)i (15) dersom konsumenten lever i det uendelige. Den permanente inntekten defineres som summen av avkastningen av finansformuen i inneværende periode og forventet nåverdi av framtidige arbeidsinntekter, se Campbell og Mankiw (1991). Implikasjonen (15) er hyppig testet ut 15 med empiri fra nasjonalregnskapene, men det finnes også noen arbeider som bruker paneldata, se Hall og Mishkin (1982), Hayashi (1985), Altonji og Siow (1987) og Mork og Smith (1989). Siden den permanente inntekten ikke observeres, må teorien kombineres med en spesifikasjon av inntektsprosessen, hvor inntek- 15 Ifølge Hansen, Roberds og Sargent (1990) er imidlertid ikke nåverdiimplikasjonen (15) testbar som følge av at den ikke er robust overfor tilfellet at konsumentene kan ha mer informasjon enn økonometrikerne har.