NORSK ØKONOMISK TIDS SKRIFT

Transkript

1 NORSK ØKONOMISK TIDS SKRIFT INNHOLD Side Artikler: GUTTORM SCHJELDERUP: Kapitalbeskatning og effektivitet i en åpen økonomi 79 NILS MARTIN STOLEN: Hvilke muligheter gir det norske systemet for lønnsdannelse for d få til en varig økning i sysselsettingen i Norge? 101 TOM BERNHARDSEN: Målsoneteori for valutakurser 127 Bokanmeldelse 145 Artikkelforfattere i dette nummer 149 English Summary ÅRGANG HEFTE Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

2 NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT Redaktør: Jon Vislie Redaksjon: Rolf Jens Brunstad, Fredrik Carlsen,Tor Amt Johnsen, Kjell G. Salvanes og Birger Vikøren 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 4.300, 3/4 side kr 3.800, 1/2 side kr 3.300, Abonnement løper til oppsigelse foreligger.

3 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 107 (1993 ), KAPITALBESKATNING OG EFFEKTIVITET I EN ÅPEN ØKONOMI Av Guttorm Schjelderupl 1 en åpen Økonomi med kapitalmobilitet kan husholdningenes sparing were forskjellig fra bedriftenes etterspørsel etter realkapital. En skatt på kapital vil derfor føre til to skattekiler: (1) Internasjonale forskjeller i den marginale tidspreferanseraten for konsum, og (2) ulik avkastning på marginen av realkapital mellom land. Artikkelen angir hvilke krav vi må stille til internasjonal koordinering av nasjonale skattesystemer for å oppnå global effektivitet både i konsumet og i produksjonen. 1. Innledning Tettere økonomisk integrasjon blant de vestlige økonomier og dannelsen av EFs indre marked, har reist spørsmålet om det er ønskelig og mulig d få til en global samordning av nasjonale skattesystemer for d oppnå best mulig ressursutnyttelse. Dette spørsmålet har interesse ikke bare pd et prinsipielt grunnlag, men også fordi empiriske studier indikerer at nasjonal skattepolitikk kan påvirke verdensøkonomien. For eksempel har Sinn (1985, 1988), Bovenberg et aha (1989) og McLure (1989) påpekt at den amerikanske skattereformen i 1986 førte til uønskede virkninger både i internasjonale kapitalmarkeder og i verdensøkonomien. Formålet med denne artikkelen er å vise hvilke krav som må stilles til internasjonal koordinering av nasjonale skattesystemer for d oppnå global effektivitet. Artikkelen gjennomgår deler av den nye litteraturen som har oppstått på åtti-tallet i skjæringspunktet mellom fagfeltene offentlig økonomi og internasjonal økonomi og studerer spesielt koordinering av kapitalbeskatningen. Kapitalen står i en særstilling fordi den er det mest mobile skattefundamentet og dermed lettest påvirkes av forskjeller i nasjonale skatteregler (Sørensen (1990a, 1990b). Kapitalen kan naturlig Jeg vil gjerne takke Hans Henrik Scheel, Eirik Wzerness, Jan I. Haaland, Petter Osmundsen og tidsskriftets konsulenter for nyttige kommentarer. Bente Gunnarsen takkes for hjelp med A skrive artikkelen på PC.

4 80 deles i to kategorier, inntekter på personlig sparekapital og inntekter fra realkapital opptjent gjennom selskaper. Artikkelen studerer beskatningen av begge typer inntekt med tanke pd nasjonal samordning for d oppnå global effektivitet i beskatningen. Et naturlig utgangspunkt for en studie av kapitalbeskatning og effektivitet i en åpen økonomi, er d sammenligne allokeringseffektene av skattepolitikk i en lukket kontra en åpen økonomi. I autarki vil realinvesteringer forutsette en tilsvarende innenlandsk sparing. I en åpen økonomi med kapitalmobilitet kan sparingen være forskjellig fra bedriftenes etterspørsel etter realkapital. Hvis innenlandske realinvesteringer overstiger den innenlandske sparingen er landet netto kapitalimportør, omvendt er landet netto kapitaleksportør. Forskjellen i makrobudsjettlikningene for en lukket og en åpen økonomi har implikasjoner for virkningen av kapitalbeskatning på ressursdisponeringen i privat sektor og i økonomien som helhet. I autarki vil en skatt på kapital drive en kile mellom konsumentenes marginale tidspreferanserate for konsum og bedriftenes marginale avkastning pd kapitalen. I en åpen økonomi fører en skatt pd kapital til to skattekiler: (i) Internasjonale forskjeller i den marginale tidspreferanseraten for konsum; sparingen er ikke effektivt fordelt mellom land. (ii) Ulik avkastning pd marginen av realkapital i forskjellige land; ineffektiv fordeling av realinvesteringer internasjonalt. Effektivitet i konsumet innebærer at vi har kapitalimportnoytralitet fordi alle land er like attraktive som sparekilde. En effektiv fordeling av realinvesteringer internasjonalt fører til kapitaleksportnotralitet siden investorer som foretar direkteinvesteringer, er indifferente ved valg av land. Global effektivitet avhenger av hvordan internasjonal inntekt beskattes. Der finnes to prinsipper for beskatning av internasjonal inntekt: Bostedsprinsippet og kildeprinsippet. De fleste land, inkludert Norge, benytter i utgangspunktet bostedsprinsippet. Under bostedsprinsippet er skatteyter skattepliktig til bostedslandet for all inntekt uansett hvor den er opptjent. Skatteplikten er altså knyttet til bostedsland. Dersom en person regnes for bosatt i Norge, men tjener 40% av sin inntekt i England, sd er utenlandsinntekten i henhold til bostedsprinsippet fullt ut skattepliktig i Norge. I de fleste land avgjøres bosted av hvor lenge skatteyter har oppholdt seg i vedkommende land. For Norges vedkommende vil en person bli regnet som bosatt i Norge dersom han har oppholdt seg minst 183 dager av skatte-

5 81 året i Norge. Kravet til «bosted» er ikke harmonisert internasjonalt, og i tillegg benytter noen land kildeprinsippet når det skattlegger utlendinger (jf. nedenfor). I slike tilfeller oppstår det et problem ved at internasjonal inntekt dobbeltbeskattes. Vi kan f.eks. tenke oss at England skattlegger inntekten til den norske skatteyter. For d unngå dobbeltbeskatning gir de fleste land skatteyter tillatelse til d kreditere utenlandsk skatt mot hjemlandets skattebyrde som faller på utenlandsinntekten. En rendyrking av bostedsprinsippet innebærer at skatteyter fullt ut kan trekke fra den utenlandske skatt mot hjemlandets. Dersom utlandets skattesats er høyere enn hjemlandets, skal altså skatteyter få refundert den overskytende del. Bostedsprinsippet i ren form fører derfor til at investor står ovenfor den samme effektive skattesats på innenlandske og utenlandske investeringer. I praksis begrenser de fleste land (deriblant Norge) bruken av krediteringsregelen slik at det ikke gis kreditt dersom den utenlandske skattebyrde overstiger hjemlandets. Når et land kun gir en begrenset fradragsrett for skatter betalt i utlandet, betaler skatteyteren bostedslandets eller kildelandets skattesats, avhengig av hvilken som er høyest. Skatteyter står da ovenfor forskjellig effektiv skattesats på innenlandsk og utenlandsk inntekt. Ved kildeprinsippet skattlegges skatteyter kun i det land hvor inntekten er opptjent altså ved kilden. Bruker vi eksemplet ovenfor, skattlegges investor i England for inntekt opptjent i England, resten skattlegges i Norge. Kildeprinsippet unngår dermed problemer med dobbeltbeskatning. Imidlertid fører kildeprinsippet slik som bostedsprinsippet med begrenset fradragsrett til at den effektive skattesats normalt sett er forskjellig på investeringer hjemmme og ute. For land Norge har handelssamkvem med, kan ulik effektiv skattesats føre til betydelige skattevridninger. For eksempel skattlegges inntekter på personlig sparekapital med 28% i Norge, 25% i Sverige og ca. 50% i Danmark Kapitalimportnøytralitet Hvis avkastningen på sparing er forskjellig mellom land, kan vi oppnå en Pareto-forbedring ved d omfordele den totale sparing fra land som har sterke preferanser for natidskonsum til land hvor konsumentene krever en 2 For en oversikt over de europeiske skattesystemene, se Giovannini (1989) og Gustayson (1990).

6 82 mindre kompensasjon for d utsette sitt nåtidskonsum. For d studere hvorledes sparekapital allokeres i en åpen økonomi, skal jeg anta at verden består av to land: Hjemlandet og utlandet. Et individ bosatt i hjemlandet kan plassere sin sparing hjemme til avkastning r, eller i utlandet til avkastning R. (Her og i resten av artikkelen betegner store bokstaver variabler tilhørende utlandet.) La (0, 0) være skattesatsen pd inntekt oppbåret i de respektive land, mens (Of, (Y) er skattesatsen pd inntekt opptjent i utlandet. Individets preferanser er definert over konsum i en to-periode modell og er gitt ved nyttefunksjonen u = u(c 1' c 2). (1) Konsumenten har en initial inntekt, y l, som kan benyttes til sparing hjemme, s, eller til sparing ute S. Modellen gir rom for at konsumenten kan ha negativ sparing i et land. Budsjettbetingelsen for første periode blir nå = s S. (2) I andre periode pensjoneres individet og hans konsum finansieres av sparingen pluss avkastningen etter skatt pd sparing hjemme og ute. Budsjettbetingelsen for periode to er c 2 = r(1 0)) + S(1 + R(1 Of)), (3) hvor avkastningen på sparing i utlandet først skattelegges i kildelandet med skattesats 0 for dernest når inntekten tilbakeføres til hjemlandet å bli skattlagt i hjemlandet med skattesats Of. Ved d maksimere nyttefunksjonen gitt de to budsjettrestriksjonene gis vilkårene for en indre løsning ved, U l ū2-1 = r( 1 0), (4) r(1 0) = R(1 Of). (5 ) Likning (4) angir at konsumentens marginale tidspreferanserate må være lik prisen pd nåtidskonsum uttrykt i enheter framtidskonsum. Det andre

7 83 vilkåret likning (5) er arbitrasjevilkåret for likevekt i finansmarkedet. Det viser at i likevekt må avkastningen på sparing etter skatt være den samme mellom land. Hvis avkastningen er ulik, kan konsumenten låne uendelig mye i et land for d plassere i det andre landet. Likevektsvilkåret sier altså at slike arbitrasjemuligheter ikke eksisterer. Tilpasningen for konsumenter i utlandet er symmetrisk med situasjonen for konsumenten i hjemlandet. Dersom den marginale tidspreferanseraten skal være lik for konsumenter i alle land slik at vi oppnår global effektivitet i konsumet, må følgende likhet holde: 1 1 = r(1 0) = R(1 0) = 1. U2 u 2 (6) Samtidig må vi ha likevekt i finansmarkedene. Likevektsvilkåret for en utenlandsk investor er R(1 0 = r(1 Of). (7) Fra likevektsvilkårene (5) og (7) følger det nå at verdien på skatteparametrene (0,0, 01,0f) avgjør om det er mulig å oppnå kapitalimportnøytralitet. Generelt avhenger disse av hvilket system for beskatning av internasjonal inntekt som praktiseres dvs. bostedsprinsippet eller kildeprinsippet. Ved bruk av bostedsprinsippet i ren form skattlegges inntekt opptjent hjemme og ute med samme effektive skattesats. Følgelig har vi: 0 + Of = og 0 + Of = 0. Arbitrasjevilkårene (5) og (7) blir nå r(1 0) = R(1 0), (8) R(1 0) = r(1 0). (9) Fra (8) og (9) kan vi nå utlede at i likevekt må r = R. (10) Dermed er r(1 0) # R(1 0), og fra (6) har vi da at bostedsprinsippet ikke leder til kapitalimportnøytralitet. Kun dersom skattesatsene harmoniseres fås en effektiv allokering av sparekapital internasjonalt. Dette er

8 84 imidlertid en føring pd skattepolitikken som reduserer den finanspolitiske handlefriheten i begge land. En annen svakhet ved bostedsprinsippet er at det gir uærlige sparere incitamenter til d unndra seg beskatning. Dette kan skatteyter gjøre ved ikke å oppgi inntekt opptjent i utlandet. Problemet med skatteunndragelse kan unngås ved at landene innfører gjensidig rapporteringsplikt. Erfaring viser imidlertid at slik informasjonsutveksling er vanskelig d få til, delvis fordi den må gjelde alle land, men også fordi enkelte land som f.eks. skatteparadisene, har gjort det til levebrød d skjule anonymiteten til investorer. Når kildeprinsippet anvendes, skattlegges inntekt kun i det land hvor den er opptjent. Dermed er Of = e = 0, og arbitrasjevilkåret for en investor i hjemlandet er r(1 0) = R(1 0), (11) mens vilkåret for en utenlandsk investor er R(1 0) = r(1 0). (12) Når kildeprinsippet brukes ser vi fra (11) og (12), at likevekten i det internasjonale finansmarkedet blir r(1 0) = R(1 0). (13) Likning (13) impliserer at konsumentenes marginale tidspreferanserater er like i alle land (jf. (6)). Kildeprinsippet oppfyller dermed kravet til kapitalimportnøytralitet. Samtidig merker vi oss at hvert enkelt land kan føre en uavhengig skattepolitikk. Dette i motsetning til bostedsprinsippet som kun gir kapitalimportnøytralitet hvis landene harmoniserer sine skattesystemer. Imidlertid har kildeprinsippet den ulempe at det ikke tillater hvert land d fore en progressiv skattepolitikk ovenfor sine innbyggere fordi inntekt opptjent i utlandet ikke er skattepliktig i hjemlandet. 3. Kapitaleksportnoytralitet Global effektivitet i produksjonen krever at kapitalen må gi den samme marginale avkastning i alle land. Det er da ikke mulig gjennom realloke-

9 85 ring av kapital mellom bedrifter i ulike land å øke den totale produksjon. Når alle bedrifter står overfor den samme pris på kapital etter skatt, vil investorer som flytter realkapital gjennom direkteinvesteringer, være indifferente ved valg av land (kapitaleksportnøytralitet). Fra mikroøkonomisk teori vet vi at når bedriften ikke står overfor skatteforstyrrelser, investerer den inntil verdien av kapitalens grenseprodukt er lik kapitalens leiepris. Uten avskrivninger og realprisendringer på kapital, vil leieprisen være identisk med den nominelle renten. Når økonomisk overskudd avviker fra skattemessig overskudd, blir tilpasningen annerledes. For å bestemme skatteforstyrrelsen bedrifter står overfor i dette tilfellet, er det nødvendig med kjennskap til hvilke prinsipper bedriftsbeskatningen er basert pd. I henhold til internasjonale skatteregler er hver bedrift å betrakte som skatteobjekt der hvor bedriften er lokalisert. Bedriftsbeskatningen baseres dermed pd kildeprinsippet. 3 Dette gjelder ikke dividende som tilbakeføres til morselskapet. Tilbakeført dividende kan i prinsippet beskattes enten ved kildeprinsippet eller ved bostedsprinsippet. Jeg skal imidlertid se bort fra dividendebeskatning her. Det vil framgå senere at vi ikke trenger ta hensyn til dividendebeskatningen for å oppnå global effektivitet i produksjonen. For d illustrere hva kravet til global effektivitet i produksjonen innebærer, er det nødvendig å vise sammenhengen mellom bedrifts- og personbeskatningen. En enkel måte å gjøre dette på er ved å forestille seg en bedrift som er eid av en enkelt konsument. Jeg skal forutsette full sikkerhet i analysen slik at det ikke er nødvendig å foreta et skille mellom personlig eide bedrifter og aksjeselskaper. Modellen jeg benytter er den samme som ovenfor, med en konsument som har preferanser for konsum i to perioder. Budsjettbetingelsene blir imidlertid endret siden konsumenten nå i tillegg til sparebeslutningen også kan investere k enheter inntekt i bedriften. Konsumentens budsjettrestriksjon for første periode er nå = (s + S) k, (14) 3 Dette prinsippet gjelder ikke for filialer som blir skattlagt der hvor morselskapet har hovedsete eller der hvor den virkelige ledelse holder til. For en oversikt over disse reglene se Schjelderup (1991).

10 86 I annen periode gir kapitalen produksjon og salg på x kroner. Produktfunksjonen er gitt ved x = f(k), der kapitalens grenseproduktivitet, fk 3f(k)/k, er positiv og avtakende. En andel av kapitalen forsvinner som kapitalslit fra første til andre periode, og kapitalens restverdi er(1 8). Jeg vil forutsette at prisen pd kapital er uforandret mellom periodene og lik en. Konsumenten kan da selge bedriften i annenhåndsmarkedet ved slutten av andre periode til prisen (1 8)k, og inntekten i andre periode blir derfor f(k) + (1 8)k. Bedriftens overskudd skattlegges med skattesatsen t. Hvis overskuddsskatten er nøytral, påvirkes ikke bedriftens økonomiske disposisjoner av skattleggingen. Et vilkår for nøytralitet er at virkelig overskudd samsvarer med skattbart overskudd, dvs. vi har en Schanz-Haig-Simons definisjon av skattebasen. 4 Dersom vi betrakter eierens innskudd som egenkapital, er bedriftsbeskatningen nøytral når skattegrunnlaget erf(k) 6k. Budsjettbetingelsen for andre periode blir i dette tilfellet c 2 = s[1+r(1-0)] + S[1+R(1 of)] + [f(k) + (1 8)k] t[f(k) 8k]. (15) Ved d sette inn i budsjettbetingelsen for første periode og ordne uttrykket, fås en samlet budsjettbetingelse, c l +._2 c = y 1 +R(1 0 Of) r(1 0)] k + Y 1(16) (f(k) + (1 0)k) (f(k) 0k) Y Y hvor y = 1 + r (1 t) er diskonteringssatsen. 5 For å studere bedriftens tilpasning trenger vi ikke ta hensyn til eierens konsumbeslutning. Dette kalles separasjonsegenskapen etter Fisher (1930). Separasjonsegenskapen kan forstås ved at eieren først maksimerer nåverdien til bedriften og deretter gitt de goder som bedriften stiller til rådighet bestemmer optimal sparing. Likning (16) er viktig i denne sammenheng fordi den angir hvilken diskonteringsrente bedriften skal 4 For en utdypning av bidragene til Schanz (1896), Haig (1921) og Simons (1921) henvises det til Goode (1977). 5 Bedriften skal maksimeres på eierens hånd og nettoavkastningen av innenlandsk sparing, y, reflekterer alternativkostnaden til eieren.

11 87 benytte. Siden bedriften skal maksimeres på eierens hand må diskonteringsrenten reflektere verdien av tapt konsum dvs. 7. Bedriftens tilpasning bestemmes ved a maksimere 1 I-,. V = k + u (k) + (1 8)k t(f(k) ök)]. 7 Optimal investering i kapital oppnås når r(1 0) fk = (1 t) + a (17) Av likning (17) framgår det at selv om skattbart overskudd samsvarer med virkelig overskudd, har vi ikke nøytralitet fordi interaksjonen mellom personbeskatningen og bedriftsbeskatningen påvirker kapitalens leiepris. For d oppnå nøytralitet må skatten på all kapitalinntekt harmoniseres, dvs. 0 = t. Bedriftens førsteordensbetingelse blir nå fk = r + 8. (18) Nøytralitet når skatten på kapitalinntekter er harmonisert kalles ofte Johansson-Samuelson teoremet etter Johansson (1961,1969) og Samuelson (1964). 6 Ideen bak dette resultatet er at ettersom alle alternative avkastningskilder skattlegges med samme skattesats og følgelig får redusert sin avkastning like mye vil ikke skattesystemet diskriminere enkeltprosjekter. Det er verdt a merke seg at vi kunne oppnådd nøytralitet uten a integrere person- og bedriftsbeskatningen. Hvis bedriften fritt kan velge hvorledes den skal finansieres, kan den unngå de finansieringsformer som skattesystemet diskriminerer mot. Finansiell fleksibilitet nøytraliserer dermed de realøkonomiske konsekvensene av skattesystemet og forer til at bedrifts- og personbeskatningen ikke trenger harmoniseres (Sinn (1987)). 7 6 For en utdypende diskusjon om nøytralitet og bedriftsbeskatning se Sinn (1987), kap Sinns resultat framkommer i en deterministisk modell hvor bedriften velger optimal finansieringsform uten begrensninger når det gjelder andel gjeld, egenkapital eller tilbakeholdt overskudd. I tillegg forutsettes det at kapitalbeskatningen er nøytral i betydningen Schanz-Haig-Simons og at Miller-Modigliani teoremet holder. For at Miller- Modigliani teoremet skal gjelde må personbeskatningen være progressiv og skatten på personinntekt i utgangspunktet være lavere enn skatten på tilbakeholdt overskudd.

12 88 Pd samme måte som vi har studert en innenlandsk bedrift, kan vi studere en bedrift lokalisert i utlandet og eid av en utenlandsk konsument. Tilpasningen til den utenlandske bedriften blir følgelig helt analog, og nøytralitet gis ved førsteordensbetingelsen Fk = R + A, (19) hvor A er det virkelige kapitalslitet i utlandet. For d forenkle analysen vil jeg i fortsettelsen anta at det virkelige kapitalslitet er det samme i begge land (8 = A), og at landene bruker destinasjonsprinsippet i varebeskatningen. 8 Hvis vi skal oppnå kapitaleksport - nøytralitet, må kapitalen pd marginen gi den samme avkastningen i alle land. Ved å benytte (18) og (19) kan vi formulere dette som fk O = r = R = Fk O. (20) Vi ser at verdien av kapitalens grenseprodukt vil være lik i begge land hvis r=r. Fra diskusjonen ovenfor (jf. (10)) vet vi at hvis begge land benytter bostedsprinsippet, vil de nominelle rentenivåer være de samme. Følgelig er bostedsprinsippet forenlig med kapitaleksportnøytralitet i det tilfellet at bedriftsbeskatningen er nøytral. Med referanse til Johansson-Samuelson teoremet ovenfor, er det naturlig d stille spørsmål ved om ikke noytraliteten ødelegges ved at skattesatsene er forskjellige mellom landene. Man kunne f.eks. tenke seg at dersom t >T, sd vil investorer foretrekke prosjekter i hjemlandet. Dette er imidlertid ikke tilfelle, og årsaken forstås ved å studere hvordan sparekapital allokeres internasjonalt. Husholdningenes sparetilbud avhenger av hvilken avkastning som oppnås i henholdsvis hjemlandet og utlandet. Avkastningen pd sparekapitalen kanaliseres tilbake til sparerne enten i form av gjeldsrenter eller ved kursgevinst pd aksjer og utbytte. Hvis alle finansieringsformer behandles skattemessig likt, vil sparekapital allokeres slik at kapitalens grenseprodukt blir det samme i alle land. Hvis bedriften kan velge optimal finansieringsform, vil gjeldsfinansiering alltid være den dominerende strategi (se Sinn (1987)). Følgelig garanterer bostedsprinsippet kombinert med Schanz-Haig-Simonz prinsipper i skattleggingen av bedrifter at sparekapitalen allokeres slik at kapitalens grenseprodukt blir den samme for bedrifter i alle land. 8 Destinasjonsprinsippet innebærer at varer som eksporteres, skattlegges i mottagerlandet. Prisen på en vare reflekterer dermed varens virkelige verdi og handel avspeiles av komparative fortrinn.

13 89 Diskusjonen ovenfor angir at bostedprinsippet medfører kapitaleksportnøytralitet mens kildeprinsippet gir kapitalimportnøytralitet. Hva skal man prioritere, effektivitet i produksjonen eller en effektiv fordeling av sparekapital? Dersom vi forutsetter at det ikke er politisk mulig å harmonisere skattesatsene pd renteinntekter internasjonalt en harmonisering ville ført til at begge prinsippene for beskatning ledet til kapitalimpoil- og kapitaleksportnøytralitet må det foretas en avveining mellom de to prinsippene for beskatning. Hvilket prinsipp man velger bør avgjøres utifra hvor stort velferdstapet er ved at henholdsvis realkapital og sparekapital er ineffektivt fordelt internasjonalt. Sorensen (1990a) har argumentert for at det er viktigere å oppnå en effektiv fordeling av realinvesteringer; følgelig burde bosteds-prinsippet velges. En årsak er at den drlige sparing internasjonalt er relativt liten sett i forhold til den totale mengde realkapital. Dette gjør at man på kort og mellomlang sikt ønsker å hindre at realkapitalen er feilallokert. Dessuten indikerer empiriske studier (se Smith (1989)), at sparetilbudet er lite følsomt for endringer i avkastningen etter skatt. Det indikerer at velferdstapet ved ikke d oppnå kapitalimportnøytralitet er ubetydelig. Et tredje argument for bostedsprinsippet som Sorensen framhever, er at nyere resultater fra normativ beskatningsteori viser at kapitaleksportnøytralitet er ønskelig selv i en situasjon hvor myndighetene må benytte prisvridende skatter. 9 Diskusjonen sd langt har vært bygd pd to sentrale forutsetninger: (i) skattbart overskudd samsvarer med virkelig overskudd (en Schanz-Haig- Simons definisjon av bedriftens skattegrunnlag), og (ii) landene harmoniserer skatten på renteinntekter med bedriftsskattesatsen. 10 Den siste forutsetningen er ikke nødvendigvis urealistisk fordi den ikke begrenser landenes finanspolitiske handlefrihet. Et fordelingspolitisk problem oppstår imidlertid når det gjelder rentenister. I følge forutsetningene ovenfor beskattes disse med en flat skattesats. Det er derfor slik at i den grad et land har fordelingspolitiske ambisjoner, må disse oppnås snarere gjennom brukeravgifter enn ved et progressivt inntektsskattesystem Se Auerbach (1985) og Razin og Sadka (1991). 1 Jeg antar dermed implisitt at det er urealistisk at bedriften har full finansiell fleksibilitet og at Miller-Modigliani teoremet holder. 11 I Norge skattlegges renteinntekter med en flat sats på 28%. Dette er gjort for at skattesystemet ikke skal diskriminere mot ulike investeringsalternativer (jf. bedriftsskattesatsen som også er 28%).

14 90 Forutsetningen om at skattemessig overskudd skal samsvare med bedriftens virkelige overskudd er langt vanskeligere å få til. Spesielt utgjør avskrivningene et problem. Administrative hensyn tilsier at det er omtrent umulig å fastsette det økonomisk riktige kapitalslitet for enhver kapitalgjenstand. Diskusjonen ovenfor må derfor forstås snarere som en idealisert først-beste tilnærming enn en realistisk diskusjon av hva som er mulig å oppnå i praksis. I det neste avsnittet skal jeg se nærmere pd hvilke konsekvenser problemet med avskrivninger har for ønsket om global effektivitet. 4. Avskrivninger og nøytral bedriftsbeskatning 12 For å illustrere de komplikasjoner avskrivninger medfører skal jeg definere (a,a) E [0,1)] som avskrivningsparametre i hvert land. Disse angir i hvilken grad skattesystemet i hvert land tillater full avskrivning av kapitalgjenstander i anskaffelsesperioden: a = A = 1 tilsvarer full avskrivning. Det er verdt å merke seg at hvis skattemyndighetene tillater full avskrivning i anskaffelsesperioden, elimineres problemet ved å fastsette skattemessige avskrivninger. Uten å gå i detalj om hvilken modell som ligger bak, kan vi nå tenke oss at bedriften tilpasser seg slik at optimal investering i kapital oppnås når 13 fk = r(1 at), Fk= R(1 AT). (21) Fra (21) ser vi at dersom a=a=0, er skattesystemet basert d Schanz-Haig- Simons prinsipper i beskatningen. Hvis a=a=1, sd får bedriften avskrive 100% av kapitalens verdi i anskaffelsesperioden. Høye verdier pd (a, A) innebærer således en reduksjon av skattegrunnlaget. Anta nå at bostedsprinsippet benyttes i skattleggingen av personinntekt slik at likevekten i det internasjonale finansmarkedet blir r = R. Fra (21) har vi at hvis kapitalen på marginen skal gi den samme avkastning i hvert land, må fk Fk = r = R = (22) (1 at) (1 AT) 12 Denne framstillingen bygger pd Sinn (1990). 13 Jeg skal i avsnitt 5 spesifisere hvilken modell for bedriftsbeskatning som leder til at bedriften tilpasser seg slik (21) angir.

15 91 Likning (22) holder hvis at = AT. Der finnes mange kombinasjoner av skattesatser og skattegrunnlag som oppfyller (23). Generelt ser vi at en reduksjon i skattegrunnlaget økning i a eller A vil måtte motsvares av en reduksjon i bedriftsskattesatsen. En utvidelse av skattebasen fulgt opp med en reduksjon i skatten kan altså aldri være nøytral under bostedsprinsippet. Hovedbudskapet fra (23) er imidlertid at dersom hvert land ønsker d beholde sin finanspolitiske frihet, må skattemessige avskrivninger tilsvare det virkelige kapitalslitet: a= A=0. Sd langt i framstillingen har jeg forutsatt at person- og bedriftsbeskatningen er harmonisert. Sinn (1987) har påpekt at hvis bedriften fritt kan velge finansieringsform, vil (23) holde selv om (t,t) ble fortolket som skatter pd bedriftens overskudd. Finansiell fleksibilitet skjermer altså bedriftens realøkonomiske disposisjoner fra vridninger i skattesystemet (jf. fotnote 6). La oss nå studere kildeprinsippet. Fra (13) vet vi at likevekten i det internasjonale finansmarkedet er karakterisert ved r(1 0) = R(1 0). Siden vi har forutsatt at bedrifts- og personbeskatningen er harmonisert, kan likevektsvilkåret skrives som r(1 t) = R(1 T). Ved d substituere for r og R fra (22), kan kravet til kapitaleksportnøytralitet formuleres ved fk. (1 t) = Fk. (1 -n. (24) (1 at) (1 AT) Denne betingelsen er tilfredsstilt dersom (23) (1 t) _ (1 T) (25) (1 at) (1 AT) Igjen er det slik at mange kombinasjoner av skattepolitikk kan gi kapitaleksportnøytralitet. Hvis landene ikke ønsker d harmonisere skattene, sd krever (25) at bedriftene får avskrive 100% av kapitalens verdi i anskaffelsesperioden (a=a=1). Konklusjonen blir altså motsatt av hva den var under bostedsprinsippet hvor finanspolitisk frihet krevde en Schanz- Haig-Simons definisjon av skattegrunnlaget (a=a=0) I denne modellen innebærer Schanz-Haig-Simons prinsipper i beskatningen at skattemessig avskrivning tilsvarer det virkelige kapitalslitet. Dette er ikke et generelt resultat og vil avhenge av hvilken modell som benyttes.

16 92 Vi kan nå slå fast at kun kildeprinsippet leder til en praktisk gjennomførbar løsning pd problemet med avskrivningene samtidig som vi oppnår kapitaleksportnøytralitet. I tillegg mister ikke landene sin finanspolitiske frihet. Hvis målet for den økonomiske politikk er global effektivitet både i produksjonen og konsumet, burde alle land ta i bruk kildeprinsippet. Kildeprinsippet innehar alle ønskelige egenskaper samtidig som det er praktisk gjennomførbart. 5. To forslag til reform av bedriftsbeskatningen Hittil har jeg slått fast at dersom person- og bedriftsskattesatsen harmoniseres, og kildeprinsippet benyttes i personbeskatningen, sd gis likevekten i det internasjonale finansmarkedet ved at den marginale tidspreferansen i hvert land blir r(1 t) = R(1 T). Sparekapital er dermed effektivt fordelt mellom land. Hvis bedriften får lov d avskrive 100% av kapitalgjenstandens verdi i anskaffelsesperioden, gis bedriftens optimale bruk av kapital ved betingelsene (jf. (21)) fk = r (1 t), Fk= R(1 T). (26) Likevekten i finansmarkedene impliserer derved at bedriftene står overfor den samme leiepris pd kapital: Vi har kapitalimport- og kapitaleksportnøytralitet samtidig. I tillegg kan hvert land føre en uavhengig skattepolifikk. Spørsmålet er nå hvilket skattesystem som leder til at bedriften tilpasser seg som ved (26). Sinn (1987) har i en deterministisk modell med kontinuerlig tid vist at bedriften vil tilpasse optimal bruk av kapital som angitt ved (26) der- SOM: 15 (i) Skattesatsen t er definert som en skatt på tilbakeholdt overskudd. (ii) Beskatningen av renteinntekt (0) og skatten på tilbakeholdt overskudd (t) harmoniseres: O =t og 0 =T. (iii) Bedriften får avskrive 100% av kapitalens verdi i anskaffelsesperioden: a =A./. (i) Fravær av formues- og gevinstbeskatning av kapital. (v) Den effektive skatt på utdelt utbytte (d) er minst like hoy som personskatten: d >, O =t. 15 Se Sinn (1987) kap. 8 og 11.4.

17 93 Konsekvensen av den siste forutsetningen er at dividende i prinsippet kan dobbeltbeskattes. Det er således ikke behov for skatteavtaler som forhindrer dobbeltbeskatning, hvis bedriften eies av utenlandske aksjonærer. Dividendebeskatningen har dermed ingen betydning for kravet til kapitaleksportnøytralitet. En svakhet ved forslaget til Sinn er at myndighetene mister muligheten til å konstruere en progressiv skattestruktur i beskatningen av kapitalinntekter. De fordelingspolitiske ambisjonene i kapitalbeskatningen må altså begrenses for at vi skal oppnå effektivitet. Dessuten vil en overgang til kildeprinsippet i personbeskatningen favorisere rentenister. Disse vil kunne omplassere sparekapital fra høyskatteland til lavskatteland og dermed oppnå en lavere skattebelastning. De fordelingspolitiske konsekvensene av dette er at differensierte brukeravgifter i større grad må reflektere Ønsker om en utjevning av inntektsforskjeller. I seg selv vil dette lede til et effektivitetstap i økonomien. Brukeravgifter forutsetter dessuten utveksling av informasjon internasjonalt slik at myndighetene kan registrere hvem som oppebærer inntekt i utlandet. Slik informasjonsutveksling er som påpekt tidligere vanskelig å få til i praksis og må omfatte alle land. En annen svakhet med forslaget til Sinn er at det ikke tar hensyn til måten multinasjonale selskaper opererer pd. Det er velkjent fra litteraturen om multinasjonale selskaper (se Eden (1985)), at dersom bedriftsskattesatsen er ulik mellom land, gis bedriften incitamenter til skattearbitrasje. Slik arbitrasje skjer ved intemprising hvor profitten til konsernet overføres til lavskatteland, mens kostnadene overveltes på datterselskaper i høyskatteland hvor skattefradraget er mest verdifullt. I Sinns forslag ligger det implisitt en forutsetning om at myndighetene er i stand til å korrigere eventuelle forsøk på intemprising. Dette er neppe administrativt mulig, og effektivitet i produksjonen når vi tar hensyn til eksistensen av multinasjonale selskaper synes å kreve at bedriftsskattesatsene harmoniseres mellom land. 16 Et alternativ til Sinns forslag er d skattlegge bedriftens kontantstrøm. Det kan vises at en slik reform også vil gi global effektivitet. I neste avsnitt vil jeg se nærmere på dette. 16 Problemet med internprising og nøytralitet har relevans for norske forhold og da spesielt relatert til oljesektoren. Lund (1991) og Sunnevåg (1993) gir gode beskrivelser av problemstillingene innenfor norsk petroleumsskattepolitikk.

18 94 6. Skattlegging av kontantstrøm Der finnes to alternativer for skattlegging av bedriftens kontantstrøm. Disse to alternativene skal jeg kalle R- og S-skatt etter mønster av den engelske Meade-kommisjonen (1978). Jeg vil først studere systemet med R-skatt. Dette skattesystemet tar utgangspunkt i den reelle del av bedriftens transaksjoner. Finansielle transaksjoner (renteinntekter og rentekostnader) holdes utenfor, og R-skatten er derfor en skatt på bedriftens totale realkapital. Jeg vil illustrere R-skatten i en enkel to-periodemodell. Modellen jeg skal bruke er identisk med to-periodemodellen skissert ovenfor hvor konsumenten kan spare hjemme og ute samt investere i bedriften. Konsumet i periode to består av sparingen, pluss avkastningen etter skatt av sparingen, pluss avkastningen etter skatt fra bedriftens virksomhet. Ved d bruke Fishers separasjonsteorem, kan bedriftens investeringsproblem sees isolert fra eierens konsumbeslutning. Bedriftens diskonteringsrente er derfor fortsatt alternativavkastningen for eieren som er r(1-t). I første periode investerer eieren k enheter kapital i egen bedrift. Kapitalen som investeres i bedriften produserer et konsumgode ved hjelp av produktfunksjonen f(k). Ved slutten av første periode selges bedriften. For å forenkle framstillingen antar jeg at der ikke skjer noen depresiering. 17 Salgsverdien av bedriften er derfor k, og prisen på kapital er konstant og lik én i de to periodene. Nåverdien etter skatt under et system med R-skatt er f(k) + k \ V = k + (l+r(1-0) ). Vi ser at i motsetning til tilfellet med overskuddsskatt, inngår hele salgsverdien av bedriften i skattegrunnlaget, mens rentekostnadene ikke inngår. Maksimering med hensyn på kapitalen gir førsteordensbetingelsen fk = r(1 t). (27) 17 Denne antakelsen har ingen betydning for den videre diskusjon såfremt kapitalslitet er det samme i begge land.

19 95 Tilpasningen for en utenlandsk bedrift blir helt analog, og vi kan konkludere at en R-skatt kombinert med kildeprinsippet i personbeskatningen leder til global effektivitet i produksjonen (jf. (26)). En egenskap ved R-skatten som framkommer klart i denne modellen, er at i første periode har bedriften null inntekter. Skattemyndighetene må da betale en andel (1 t)k til bedriften. I perioder med store investeringer innebærer R-skatten at staten finansierer en del av investeringene ved direkte utbetalinger til bedriften. Det har vært hevdet at dette kan føre til skatteunndragelse fordi bedriften gis incitamenter til d gå konkurs før den får positive inntekter. Dette problemet kan imidlertid unngås ved at bedriftens tilgodehavende ikke utbetales, men settes på konto og forrentes med bedriftens diskonteringsrente. I senere perioder når bedriften blir skyldig skatt får den trekke fra sitt tilgodehavende. Det er verdt d merke seg at finansielle transaksjoner ikke er inkludert i skattegrunnlaget til R-skatten. Dette fører til problemer i beskatningen av kredittforetak og foretak som delvis har sin næringsvirksomhet forbundet med långivning. En måte d løse dette problemet pd er d beskatte disse foretakene etter spesielle regler. Et annet alternativ er d bruke S-skatten som skattesystem. I motsetning til R-skatten inkluderer S-skatten finansielle transaksjoner i skattegrunnlaget. Når en bedrift tar opp et lån jeg skal definere lånets størrelse med parameteren g bokføres dette som en skattbar inntektsstrøm. Når lånet tilbakebetales skjer det en kontantutstrømming som er fradragsberettiget. Denne måten d behandle finansielle transaksjoner pd fører til at netto skattemessig resultat av transaksjonene blir null. Behandlingen av lånekapital gjør S-skatten til en skatt pd kontantoverskuddet knyttet til egenkapitalen. S-skatten kan illustreres innenfor samme modell som ovenfor, hvor nåverdien blir f(k) (1 + r) g + k) V = (1 t) ((g k) + (1 + r(1 t)) Førsteordensbetingelsen med hensyn pd optimal bruk av kapital er fk = r(1 t) (28) og følgelig er kravet til global effektivitet i produksjonen tilfredsstilt. 2 - NOT

20 96 Til forskjell fra systemet med R-skatt leder S-skatten i mindre grad til at staten må subsidiere bedriften i perioder med store investeringer. Når bedriften avvikles, får den imidlertid fradrag i skattegrunnlaget for lånet pluss rentebetalingen. Skatteinnbetalingen i siste periode blir derfor mindre enn under R-skatten. Totalt sett er skattebyrden regnet i nåverdi lik under de to systemene såfremt skattesatsen er den samme. Det er altså bare tidsprofilen på skattene og handteringen av finansielle transaksjoner som er forskjellig. Utfra et administrativt synspunkt er en skatt på bedriftens kontantstrøm enkel å håndtere. Imidlertid vil en skatt på kontantstrøm kunne gi store variasjoner i skatteinngangen over tid. Hvis bedrifter investerer mer i oppgangstider, vil bedriftens skattegrunnlag bli redusert fordi investeringene kan avskrives direkte. Skatteinntektene vil dermed bli lave i år med høykonjunktur, mens de under lavkonjunktur vil være høye. Skatteinngangen er altså prosyklisk under et system med skatt pd kontantstrøm noe som kan forsterke konjunktursvingningene. Som nevnt ovenfor finnes der praktiske måter å løse dette problemet pd. En mere alvorlig innvending mot en skatt på kontantoverskudd (både R- og S-skatt), er at den har implikasjoner for personbeskatningen. Dersom konsumentene fullt ut far fratrekk for gjeldsrenter i personbeskatningen vi har en skatt på netto kapitalinntekt for individer oppstår der en skattemessig asymmetri mellom bedrifter og personer. Asymmetrien gir en lavere kapitalkostnad etter skatt for personer enn for bedrifter. For det forste fører dette til en vridning av ressursbruken til fordel for privat sektor. Det kan da være ønskelig å nøytralisere denne vridningen ved d innføre skatteforstyrrelser i andre markeder. Dernest vil lavere finansielle kapitalkostnader for personer gjøre det attraktivt d ta opp lån pd eierens hender, og finansiere driften av bedriften ved innskudd og tilbakeholdt overskudd. Sist, men ikke minst, vil ulike finansielle kostnader lede til ren skattearbitrasje fordi en skatt pd kontantstrøm gir en rentefri skattekreditt i bedriften sett fra personsiden. Dette gjør det lønnsomt for personer d låne penger for å plassere disse som rentebærende fordringer gjennom bedriften. 18 Disse innvendingene gjør at en skatt på bedriftens kontantstrøm kombinert med en inntektsskatt i personbeskatningen, ikke vil gi global nøytralitet. I tillegg kan det synes som om de praktiske konsekvensene 18 Et eksempel på denne type skattearbitrasje er gitt i NOU:14 (1989), side 97.

21 97 og da spesielt forholdet med skattearbitrasje er sa alvorlige at man må koordinere bedriftssiden med en utgiftsskatt i personbeskatningen. Et system med en skatt på bedriftens kontantstrøm kombinert med en utgiftsskatt i personbeskatningen, vil gi både kapitalimport- og kapitaleksportnøytralitet. Dette følger av måten en utgiftsskatt fungerer pd. Utgiftsskatten skiller seg fra inntektsskatten ved at skattegrunnlaget ikke er opptjent inntekt, men individenes konsum med fradrag for sparing, men med tillegg for formuesreduksjon. Siden avkastning på renteinntekt ikke skattlegges, vil individene i hvert land tilpasse seg slik at den marginale tidspreferanseraten er lik rentesatsen. Likevekt i finansmarkedene vil derfor føre til at den nominelle renten blir lik i alle land, og vi har kapitalimportnøytralitet. Samtidig vil bedriftene tilpasse seg slik at verdien av kapitalens grenseprodukt blir lik den nominelle rentesatsen. 19 Dermed vil likevekten i det internasjonale finansmarkedet gi effektivitet også i produksjonen. En ulempe med utgiftsskatt i personbeskatningen er at individer med høy lønn typisk vil konsumere en lavere andel av sin inntekt enn individer med lav inntekt. De fordelingspolitiske ambisjonene ma slik som forslaget til Sinn oppnås ved brukeravgifter snarere enn et progressivt skattesystem. 7. Konklusjoner Skattepolitikk i en åpen økonomi fører til to skattekilder: (i) Ineffektiv fordeling av sparekapital mellom land, og (a) ineffektiv fordeling av realkapital internasjonalt. Effektivitet i konsumet krever at avkastningen på sparekapital er den samme i alle land (kapitalimportnøytralitet). Global effektivitet i produksjonen forutsetter at kapitalen pd marginen gir den samme avkastningen i alle land (kapitaleksportnøytralitet). Denne artikkelen har vist at der er minst to systemer for beskatning som vil gi global effektivitet både i konsumet og i produksjonen. Det ene systemet bygger på en tradisjonell overskuddsskatt med 100% avskrivning av kapitalgjenstander i anskaffelsesperioden. I tillegg må alle land ta i bruk kildeprinsippet ved beskatning av personlig inntekt. Det andre systemet består av en skatt på bedriftens kontantstrøm kombinert med en utgiftsskatt i personbeskatningen. Begge reformforslagene har 19 Dette fordi bedriftens diskonteringsrente vil were den nominelle renten når personbeskatningen er basert på utgiftsskatt.

22 98 flere ulemper. Spesielt kan det synes som om de fordelingspolitiske ambisjonene ma begrenses såfremt man ikke kan observere inntekt opptjent i utlandet. En slik svakhet vil imidlertid hefte ved ethvert skattesystem i en åpen økonomi sd lenge kapital er internasjonal mobil. Et tettere samarbeid for utveksling av informasjon er derfor påkrevd. Framstillingen i denne artikkelen har sett bort fra en rekke viktige forhold av betydning for utfallet av analysen. Først og fremst er det ikke tatt hensyn til hvordan usikkerhet og transaksjonskostnader vil innvirke pd konklusjonene. Å konstruere en modell som på en tilfredsstillende måte ivaretar disse aspektene er utenfor rammen av denne artikkelen. I tillegg utelater artikkelen eksterne virkninger og får derfor ikke med hvorledes disse ville modifisert konklusjonene. Hvorvidt det er ønskelig med en samordning av nasjonale skattesystemer, vil i første rekke avhenge av velferdsgevinsten. Foreløpig mangler vi empirisk kunnskap om hvor stor denne er. Det er derfor en forskningsoppgave d finne ut hva totalgevinsten er og hvordan denne best kan fordeles.

23 99 Referanser: Auerbach, A. (1985): «The Theory of Excess Burden and Optimal Taxation», i A. Auerbach og M. Feldstein, eds. Handbook of Public Economics, vol. 1, North-Holland, Amsterdam-New York-Oxford. Bovenberg, L. K. Andersson, K. Aramaki, S.K. Chand (1989): «Tax Incentives and International Capital Flows: The Case of the United States and Japan», IMF working paper 85/5. Christiansen, V. og Sandmo, A. (1983): «Et nytt prinsipp for bedrifts-beskatningen», Statsøkonomisk Tidsskrift 97, Eden, L. (1985): «The Microeconomics of Transfer Pricing», i A.M. Rugmann og L. Eden (eds.), Multinationals and Transfer Pricing, St. Martins, New York. Fisher, I. (1930): The Theory of Interest, Mac Millan, New York. Giovannini, A. (1989): «National Tax Systems vs. the European Capital Market», Economic Policy 9, Gustayson, C. (1990): «Taxation of Interest Income in 18 OECD Countries», Bank of Finland Discussion Papers 8/90. Goode, R. (1977): The Economic Definition of Income, in: J.A. Pechman, ed., Comprehensive Income Taxation (Brookings Institution, Washington). Haig, R.M. (1921): The Concept of Income Economic and Legal Aspects, in R.M: Haig, ed., The Federal Income Tax (Columbia University Press, New York). Johansson, S.-E. (1961): Skatt, Investering, Vardering (Kungl. Boktryckeriet P.A. Norstedt & Soner, Stockholm). Johansson, S.-E. (1969): «Income Taxes and Investment Decisions», Swedish Journal of Economics 71, Lund, D. (1991): «Mineral Taxation and Regulation in a Small Mineral Exporting Economy: Some lessons from Norwegian Petroleum», Sosialøkonomisk Institutt, Univ. i Oslo. McLure, C.E., (1989): «International Considerations in U.S. Tax Reform», paper presented at the VIIth Munich Symposium on International Taxation, Bayerische Akademie der Wissenschaft, July 3, Meade Committee (1978): The Structure and Reform of Direct Taxation, London: Institute for Fiscal Studies og Allen & Unwin. NOU: 14 (1989): Bedrifts- og kapitalbeskatningen en skisse til reform. Razin, A., og Sadka, E. (1991): «Efficient Investment Incentives in the Presence of Capital Flight», Journal of International Economics 31, Samuelson, P.A. (1964): «Tax Deductibility of Economic Depreciation to Insure Invariant Valuations», Journal of Political Economy 72, Schanz, G. von (1896): «Der Einkommenssbegriff und die Einkommensteuer-gesetze», Finansarchiv 13, Schjelderup, G. (1991): Five Essays on Tax Policy in an Open Economy, Phd. Dissertation, Norwegian School of Economics and Business Administration. Simons, H.C. (1938): Personal Income Taxation: The Definition of Income as a Problem of Fiscal Policy, (University of Chicago press, Chicago).

24 100 Sinn, H.W. (1985): «Why Taxes Matter: Reagan's Accelerated Cost Recovery System and the U.S. Trade Deficit», Economic Policy, vol. 1, Sinn, H.W. (1987): Capital Income Taxation and Resource Allocation, North-Holland. Sinn, H.W. (1988): «U.S. Tax Reform 1981 and 1986: Impact of International Capital Markets and Capital Flows», National Tax Journal, vol. 41, Sinn, H.W. (1990): «Tax Harmonization and Tax Competition in Europe», IMF working paper Smith, R. (1989): «Factors Affecting Saving- Policy Tools and Tax Reform: A Review», IMF working paper Sunnevåg, K. (1993): «Mål og midler i norsk petroleumsskattepolitikk», SosialOkonomen, Nr. 5, Sorensen, P.B. (1990a): «Tax Harmonization in the European Community: Problems and Prospects», Bank of Finland Discussion Papers 3/90. Sorensen, P.B. (1990b): «Issues in the Theory of International Tax Coordination», Bank of Finland Discussion Paper 4/90.

25 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 107 (1993), HVILKE MULIGHETER GIR DET NORSKE SYSTEMET FOR LØNNSDANNELSE FOR Å FÅ TIL EN VARIG ØKNING I SYSSELSETTINGEN I NORGE? 1 Av Nils Martin Stølen Fagforeninger spiller en betydelig rolle i det norske systemet for lønnsdannelse og bidrar til at reallønningene er relativt stive nedover. I beste fall kan det ta svært lang tid før ledigheten vender tilbake til den opprinnelige likevekten av seg selv etter et negativt sjokk. En ekspansiv finanspolitikk kan derfor gi økt sysselsetting, selv på lang sikt. Handlefriheten for finanspolitikken er begrenset, men kan økes gjennom et inntektspolitisk samarbeid. Et lønnssystem som tilnærmet fungerer som et sentralt system gjør dette mulig, men lokale innslag kan skape problemer for gjennomføringen. 1. Innledning Den økende arbeidsledigheten i Norge etter 1987 har reist spørsmålet om lønnsdannelsen reagerer pd en slik måte at ledigheten vender tilbake til den opprinnelige likevekten etter et sjokk. Selv om et sjokk skulle føre til at ledigheten beveger seg mot en annen likevekt, er det av interesse å kartlegge hvor raskt bevegelsen skjer, og hvordan økonomisk politikk kan påvirke sysselsettingen i drene framover. Selve systemet for lønnsdannelse kan være av betydning i denne sammenheng, og formålet med artikkelen er å gi en oversikt over det norske systemet og hvordan det kan påvirke mulighetene til å få til en varig økning i sysselsettingen her i landet. Systemet for lønnsdannelse kan karakteriseres ved graden av organisering, innretningen pd lønnsoppgjørene, eksistensen av eventuelle lønnsledere og lønnsfølgere og betydningen av sentrale i motsetning til lokale 1 Artikkelen er basert på prøveforelesning over oppgitt emne til dr. polit.-graden ved Universitetet i Oslo. Takk til Ådne Cappelen og to anonyme konsulenter for gode og konstruktive kommentarer til et tidligere utkast av artikkelen.

26 102 forhandlinger. Det er derfor av interesse å kartlegge hvilken betydning disse forholdene og andre egenskaper ved lønnsdannelsen i Norge har for problemstillingene over. Lønnsdannelsens betydning for effekten pd sysselsettingen av ulike former for økonomisk politikk som økt offentlig forbruk, skattelettelser, arbeidstidsforkortelser og devalueringer vil dessuten bli belyst. Spesielt vil muligheten for d øke sysselsettingen ved et inntektspolitisk samarbeid bli diskutert. 2. Karakteristiske trekk ved lønnsdannelsen i Norge 2.1. Organisasjonsgrad Som det går fram av tabell 2.1, var om lag 58 prosent av lønnstakerne i Norge organisert i en landsomfattende fagforening ved utgangen av Ifølge Stolen (1993), tabell 2.3.1, har organisasjonsgraden holdt seg noenlunde konstant fra 1985 etter å ha steget noe etter LO er den dominerende hovedorganisasjonen. Men organisasjonens relative betydning er avtakende, og AF og YS vokser. AF og YS har økt sin relative betydning pd grunn av sterk sysselsettingsvekst i offentlig og privat tjenesteyting, økt utdanningstilbøyelighet og ved at stadig flere organisasjoner har sluttet seg til. Det siste aspektet gjenspeiles i at gruppen Andre er mer enn halvert over den betraktede ti-års perioden. Tabell 2.1. Organiserte lønnsmottakere i prosent av totalen ved utgangen av året LO YS AF Andre I alt Kilde: Stolen (1993), tabell Fra NOU 1988:24, tabellene 2.57 og 2.58, går det fram at organisasjonsprosenten varierer i betydelig grad mellom de ulike næringer. Mens

27 103 organisasjonsgraden er høy innen offentlig sektor, blant industriarbeidere, innen oljeutvinning, transportnæringer og bank og forsikring, er den lav innen varehandel, privat tjenesteyting ellers og bygge- og anleggsvirksomhet. LO dominerer blant arbeidere innen industri, bygge- og anleggsvirksomhet og transportnæringer. En stor del av de sysselsatte i offentlig sektor er også LO-medlemmer, men både AF og YS har en stor del av medlemmene i disse sektorene. Norsk lærerlag og Lærerforbundet i AF står sterkt i undervisningssektoren, og de ulike profesjonsorganisasjonene står sterkt i helsesektoren. Av dette går det fram at fagforeningene har stor innflytelse på lønnsdannelsen i deler av norsk økonomi. I andre sektorer spiller fagforeningene en beskjeden rolle, og lønnsveksten kan i større grad være styrt av markedsmessige forhold. I tidligere studier av blant annet Bruno og Sachs (1985), Calmfors og Driffil (1988) og Layard, Nickell og Jackman (1991) har de nordiske land blitt framhevet som svært sentraliserte når det gjelder lønnsforhandlingene, men som erkjent av Calmfors (1993) er dette ikke helt opplagt. Fagforeningenes innflytelse over lønnsnivået avhenger både av organisasjonsgraden i de ulike bedriftene med organisering og andelen av økonomien (eller sektoren) som er dekket av kollektive forhandlinger. I arbeidene over blir det understreket at det særlig er stor organisasjonsgrad i de ulike bedriftene som gir mulighet for høy lønn via markedsmakt, og dermed lav sysselsetting. Fagforeningenes dekningsgrad vil ha ulike effekter avhengig av graden av samarbeid under lønnsforhandlingene i den delen av økonomien som er organisert. Ved sentraliserte forhandlinger kan økt fagforeningsdekning bidra til at eksterne effekter i større grad blir tatt hensyn til og gi lavere lønn slik det blant annet er påpekt av Holden og Raaum (1992) og Calmfors (1993) Lønnsoppgjørene En oversikt over lønnsoppgjørene i Norge fra 1961 til 1986 er gitt i NOU 1988:24, og en oppdatert omtale av oppgjørene fram til og med 1991 er gitt i Stolen (1993). Oversikten er begrenset til de viktigste sektorer med lønnsavtale, dvs. LO/NHO-området og offentlig sektor.

28 104 Mens utløpstiden for de ulike tariffavtaler var spredd over hele året fram til begynnelsen av 1960-tallet, ble oppgjørstidspunktet deretter i hovedsak samlet til våren. Med unntak av 1963 har alle avtaler vært 2- årige. Det har vært såkalte hovedoppgjør i 1961, 1963, 1964 og annet hvert år framover. I mellomoppgjørene fram til 1975 vu lønnsreguleringen i hovedsak knyttet til konsumprisindeksen. Deretter har forhandlingene om reguleringer i disse oppgjørene skjedd på et mer fritt grunnlag. I LO/NHO-området har mellomoppgjørene i hovedsak vært samordnete, dvs. at forhandlingene har skjedd sentralt. Hovedoppgjørene i 1970, 1976, 1978, 1980, 1988, 1990 og 1992 har også vært koordinerte. Under hovedoppgjørene i årene 1961 til 1972, ble en del generelle spørsmål forst løst sentralt, mens spesielle krav ble tatt opp forbundsvist. Oppgjørene i 1974, 1982, 1984 og 1986 var i sin helhet preget av forbundsvise forhandlinger. Tildels i 1970, i årene og i 1980 deltok myndighetene direkte i lønnsforhandlingene ved d gi skattelette, økte overføringer og økte subsidier. Disse oppgjørene ble derfor kalt kombinerte oppgjør. I den grad oppgjørene også var samordnete, ble de kalt for kombinertel samordnete oppgjør. Den 12. september 1978 innførte myndighetene pris- og inntektsstopp som varte ut Dessuten var inntektsutviklingen sterkt regulert fra februar 1988 til 1. april 1989 gjennom inntektsreguleringsloven. Sett i et lengre tidsperspektiv kan en ikke si at det har skjedd store endringer i måten lønnsoppgjørene er blitt organisert pd her i landet, men lønnsvekten ble klart dempet i årene med inntektregulering. Lønnsoppgjørene har til dels også foregått litt forskjellig i de ulike år, og en kan ikke se bort fra at det kan ha påvirket resultatet. En sentral konklusjon i arbeidene til blant annet Mc Callum (1983), Bruno og Sachs (1985), Calmfors og Driffil (1988) og Calmfors (1993) er at forbundsvise oppgjør leder til høyere lønn(svekst) enn både sentrale oppgjør og oppgjør på bedriftsplan. Dette skyldes som nevnt over at eksterne effekter blir tatt hensyn til ved de sentrale oppgjørene, mens oppgjør på bedriftsnivå tilnærmet svarer til fri konkurranse. Ved mer bransjevise oppgjør vil fagforeningene derimot være istand til a utnytte sin markedsmakt uten at de nødvendigvis tar hensyn til alle de eksterne effektene. Dette spørsmålet er også drøftet i NOU 1988:24. Analysen viser at de høye tilleggene ved de forbundsvise oppgjørene i 1974 og 1986 (inklusi-

29 105 ve arbeidstidsforkortelsen fra 1. januar 1987) (se figur 2.1) i hovedsak kan forklares ved den generelle tilstanden i økonomien, med stort press i arbeidsmarkedet, gunstig prisutvikling på konkurrerende produkter og tildels produktivitetsvekst. Men det er en tendens til at en ikke er i stand til forklare hele lønnsveksten i disse årene ved de økonomiske faktorene. Det samme gjelder delvis også for 1982, mens de økonomiske faktorene forklarer lønnsveksten i 1984 i sin helhet. Denne analysen gir derfor støtte til synspunktet om at forbundsvi se oppgjør gir noe høyere lønnsvekst enn samordnete oppgjør LOnnslederllOnnsfOlger I de fleste dr med samordnete oppgjør har avtalen mellom LO og NHO også vært av betydning for andre områder representerer et klart unntak hvor LO/NHO-oppgjøret ble utsatt i påvente av løsningen for offentlig sektor. I tilfellet med forbundsvise oppgjør har verkstedindustrien ofte vært først ute, enten alene eller sammen med andre. Dette var tilfelle under oppgjørene i 1972, 1974, 1982, 1984 og Ifølge den Skandinaviske inflasjonsmodellen (se Aukrust (1977)) antas lønnsveksten i konkurranseutsatt virksomhet i en liten, åpen økonomi bli bestemt av prisutviklingen på konkurrerende produkter og produktivitetsveksten. Lønna i skjermet sektor vil i henhold til denne teorien i stor grad følge lønna i den konkurranseutsatte. Ettersom størstedelen av industrien er konkurranseutsatt i Norge, impliserer dette at industrien fungerer som lønnsleder, mens privat og offentlig tjenesteyting er lønnsfølgere. Pd grunn av stor parallellitet i lønnsutviklingen i de ulike næringene gir imidlertid empirien ingen entydig konklusjon pd hvem som er lønnsledere eller lønnsfølgere i Norge. Grangers (1969) kausalitetstester er en framgangsmåte som ofte benyttes for å finne retningen på årsaksforholdet. Når to tidsserier x og y er et resultat av en simultan autoregressiv prosess, sies det at x «Granger-forårsaker» y hvis tidligere verdier av x er til hjelp i å predikere y. Dette er testet ved d kjøre en regresjon av y på tidligere verdier av begge variable. Granger kausalitetsbegrepet bygger på prinsippet av årsak ma komme foran virkning. Med observasjoner av en viss utstrekning, i alle fall sa lange som årsgjennomsnitt, er det vanlig inkludere samtidige verdier på grunn av aggregeringen over tid.

30 106 En Granger-kausalitetstest basert på minste kvadraters metode for om lønnsnivået i de øvrige sektorer følger lønnsnivået i industrien eller omvendt, er gjengitt i tabell 2.2. I tråd med resultatene til Rødseth og Holden (1990) gir testene ingen klar konklusjon pd hvilken sektor som er lønnsleder når en åpner for samtidighet. Lønningene i de to sektorene ser ut til d forårsake hverandre gjensidig. Men testobservatorene for at industrilønn forårsaker de øvrige lønningene er større enn for en årsakssammenheng i motsatt retning. Når samtidige observasjoner kuttes ut, er det bare hypotesen om at industrilønn forårsaker de andre lønningene som er utsagnskraftig. Tabell 2.2. Granger kausalitetstest for industrilønn og gjennomsnittslønn i øvrige sektorer Med samtidig Uten samtidig observasjon observasjon Industrilønn forårsaker andre lønninger F(4,15) = F(3,16) = 3.27 Andre lønninger forårsaker industrilønn F(4,15) = F(3,16) = 0.66 Mer fullstendige økonometriske analyser gir heller ingen klare resultater, men slik det blant annet er påvist av Nymoen (1991), Langørgen (1993) og Stolen (1993) er det en sterk indikasjon pd at industrilønna påvirker lønnsutviklingen i de øvrige sektorene. Det er imidlertid langt mer uklart hvor stor betydning lønna i de øvrige sektorene har for utviklingen i industrilønna. Langørgen (1993) rapporterer en signifikant effekt fra andre lønninger på industrilønna, mens resultatene gjengitt i Stolen (1993) spriker både med hensyn til valg av data, angrepsmåte og estimeringsperiode. Tildels avvikende konklusjoner pd dette spørsmålet mellom Eitrheim og Nymoen (1991) og Nymoen (1991), selv om kvartalsdata benyttes, understreker usikkerheten. Innfasingen av oljeinntektene i norsk økonomi kan være en medvirkende årsak til at det er vanskelig å skille mellom de ulike faktorene. Bruk av oljeinntektene medførte en sterk ekspansjon i privat og offentlig tjenesteyting som bidro til å opprettholde et stort press pd arbeidsmarkedet. Det kan være vanskelig d avgjøre hvor mye av lønnsveksten i industrien som direkte skyldes dette presset og hvor mye som skyldes sterk lønnsvekst i

31 107 øvrige sektorer for at de skulle kunne trekke til seg arbeidskraft. I perioden 1970 til 1991 har imidlertid lønna i industrien økt i forhold til lønna i de øvrige sektorene, noe som kan indikere at industrien fungerer som lønnsleder. På bakgrunn av drøftingen over er det rimelig d anta at lønna i industri-. en har betydning for lønna i de øvrige sektorer, mens årsakssammenhengen i den motsatte retningen er mer uklar. Det er grunn til å tro at LO og NHO erkjenner industriens ledende rolle slik at de samfunnsmessige konsekvensene av lønnstilleggene i LO/NHO-området blir tatt hensyn til under lønnsforhandlingene når de foregår samordnet Sentrale kontra lokale forhandlinger Skillet mellom sentrale og lokale forhandlinger er viktig i LO/NHOområdet hvor det som oftest har vært slik at de lokale tilleggene har hatt større betydning enn de sentrale (se figur 2.1). I privat sektor ellers er lønnsutviklingen i hovedsak bestemt lokalt, mens det i offentlig sektor bare har funnet sted lokal tilpasning innenfor sentralt fastsatte rammer. Pd grunn av dette er det rimelig å rette hovedoppmerksomheten av drøftingen rundt problemstillingen om sentrale kontra lokale tillegg til LO/NHOområdet, men en del betraktninger har almengyldig interesse. De sentrale tilleggene er definert til å omfatte generelle lønnstillegg, lavtlønnstillegg, garantitillegg og kompensasjon for arbeidstidsforkortelser. Lokale tillegg er på sin side gjenstand for forhandlinger på bedriftsnivd. Begrepet lønnsglidning defineres som forskjellen mellom total lønnsvekst og de sentrale tilleggene. Utover de lokale tilleggene vil derfor lønnsglidningen fange opp endringer i sammensetningen av arbeidets art (f.eks. tidlønn vs. akkordlønn), men glidningen vil også fange opp endringer i arbeidskraftens sammensetning. En oversikt over utviklingen i sentrale tillegg og lønnsglidning for arbeidere i NHO-området er vist i figur 2.1. Det er en tendens til at tarifftilleggene har vært noe høyere i hovedoppgjør enn under mellomoppgjør, men det er også store forskjeller ellers. Spesielt var det sentralt fastsatte tillegget stort i 1974, og arbeidstidsforkortelsene vedtatt i 1976 og 1986 har også slått ut. Når en ser bort fra arbeidstidsforkortelsen som ble satt i kraft fra 1. januar 1987, har de sentrale tilleggene pd 1980-tallet vært klart lavere enn på 1970-tallet.

32 108 Lønnsglidningen har vist et glattere forløp, men har avtatt fra og med Inntektsreguleringen i 1988 og 1989 var trolig en medvirkende årsak til dette, men lønnsglidningen fra og med 1990 har ikke tatt seg opp igjen til tidligere nivå. Figur 2.1. Tariffmessig lønnsøkning og lønnsglidning. Arbeidere i NHOområdet. Regnet fra 1. kv. i det avmerkede år til 1. kv. i det neste i.:. \ :..., i.,.... '... i '.../ Tariffmessig økning (inkl. komp. for arb.tidsfork.) Lønnsglidning Kilde: Det tekniske beregningsutv. for inntektsoppgjørene Et felles resultat i de empiriske analysene av lønnsglidning slik de er framstilt av blant annet Hersoug (1983), Isachsen og Raaum (1983), Holden (1987 og 1989), Bowitz (1989) og Bruce (1989), er at sentrale tillegg ikke har noen betydning for lønnsglidningen på kort sikt. Hvis dette er tilfellet, kan det være hensiktsmessig å skille mellom sentrale tillegg og lønnsglidning i analysen av total lønnsvekst. Holden (1989) og Calmfors (1993) deler dette synet ved teoretiske betraktninger. Lokale forhandlinger vil alltid finne sted under en fredsklausul, og det forhandles om det lokale tillegget gitt det sentrale. Ifølge Holden og Calmfors vil derfor forhandlingene i to trinn kunne gi et høyere lønnsnivå og en lavere sysselsetting enn om det bare ble forhandlet på ett trinn.

33 109 Dette er illustrert i figur 2.2. Fagforeningene på sentralt nivå er gjerne opptatt av enkelte gruppers relative lønnsposisjon og vil gjerne ha resultater vise til. Dette tilsier at det vil bli forhandlet fram et minimums sentralt tillegg uansett hvor lav inflasjonen er. Tilsvarende forhold kan gjøre seg gjeldende pd lokalt nivå, og det blir påpekt at de lokale tilleggene er noenlunde faste og upåvirket av inflasjonen og forholdene ellers i økonomien. Det er først når inflasjonen overskrider en viss størrelse no at det er mulig med en samordning mellom sentrale og lokale lønnstillegg på en slik mate at den nominelle lønnsvekten blir konsistent med inflasjonen. Dersom det er slik, kan det som også påpekt av Holden (1993), være vanskelig å få til en ønsket reallønnsnedgang for å øke sysselsettingen, selv om arbeidsledigheten er høy. Spesielt vil det være vanskelig når inflasjonen er lav. Figur 2.2. Lønnsvekst ved sentrale og lokale tillegg w/w Totale nominelle tillegg konsistent med konstant reallønn Faktisk lønnsøkning Lonnsglidning Sentrale nominelle tillegg konsistent med konstant reallønn Minimum sentrale tillegg n o P/P For en sektor som er utsatt for sterk internasjonal konkurranse, kan det imidlertid over en lengre tidsperiode være svært vanskelig å ha en annen lønnsutvikling enn det hensynet til konkurranseevnen tilsier, selv om fagforeningene kan oppnå en viss markedsmakt og det forhandles både på sentralt og lokalt nivå. Dette er et grunnleggende element i den Skandinaviske inflasjonsmodellen, og er også påpekt av Calmfors og Driffil (1988) og Danthine og Hunt (1992). Selv om betraktningene i tilknytning til

34 110 figur 2.2 kan være relevante ved lav inflasjon, og spesielt hvis prisene skulle falle, er det liten grunn til d tro at den lavest mulige nominelle lønnsveksten er høy. Figur 2.1 viser da også at tarifftilleggene i enkelte år har vært svært lave (selv i år uten inntektsregulering), og lønnsglidningen har avtatt fra og med I tillegg er betydningen av produktivitetsvekst utelatt fra figur 2.2, og dette gir rom for nominelle lønnstillegg selv om prisene skulle holde seg konstante. Ettersom lønnsglidningen holdt seg noenlunde konstant fram til slutten av 1980-tallet, er de empiriske arbeidene referert til foran kjennetegnet ved et relativt stort konstantledd. Dette innebærer at lønnsglidningen er anslått d være relativt uavhengig av økonomiske faktorer og er i samsvar med betraktningene rundt figur 2.2. Resultatet er imidlertid direkte i motstrid med resultatene til Nymoen (1991), Langørgen (1993) og Stølen (1993) som ved analyser av total lønnsvekst finner god forklaringskraft av de økonomiske faktorene og kommer fram til relasjoner med stor parameterstabilitet. Det er et problem med de separate relasjonene for lønnsglidning at en får estimert en lav effekt av priser og produktivitet. Ved d summere relasjonene med uavhengig estimerte relasjoner for tarifftillegg, ender en opp med totale koeffisienter foran priser og produktivitet som er klart lavere enn 1. Fra økonomisk teori er det vanlig d legge til grunn en restriksjon om prishomogenitet på lang sikt, og det store konstantleddet i glidningsrelasjonene fanger trolig opp betydningen av økonomiske variable. Fallet i lønnsglidningen fra og med 1988 innebærer også at de tidligere estimerte relasjonene overpredikerer glidningen. Den reduserte lønnsveksten de siste årene er derfor en klar indikasjon på betydningen av økonomiske faktorer. Disse faktorene har tilsvarende bidratt til den relativt sterke lønnsveksten rundt midten av 1970-tallet og fra 1980 til 1987, og det er neppe grunn til d tro at denne veksten primært har sammenheng med endringer i det norske systemet for lønnsdannelse. Relasjoner for samlet lønnsvekst med god parameterstabilitet er også en indikasjon på at et skille mellom sentrale tillegg og lønnsglidning ikke gir en særlig bedre forståelse av den samlede lønnsutviklingen i industrien de siste 20 drene. Pd kort sikt kan imidlertid skillet spille en viss rolle, men høye sentrale tillegg i én periode, kan bli motsvart av lave tillegg eller lavere glidning i påfølgende perioder. Selv om en ikke uten videre kan si at det to-delte

35 111 systemet i industrien har gitt ddrlige resultater, kan det likevel ikke utelukkes at nominelle stivheter kan gjøre seg gjeldende når bdde inflasjon og produktivitetsvekst er lave slik det blir påpekt av blant annet Holden (1993). Det to-delte systemet vil trolig øke sannsynligheten for nominelle stivheter, og det kan også påpekes at et slikt system ville ha bidratt til høyere lønnsnivå i mer skjermete sektorer. 3. Er lønnsdannelsen i seg selv i stand til å gi en varig økning i sysselsettingen? I avsnitt 2.1 ble det påvist at fagforeningene har stor innflytelse pd lønnsdannelsen i deler av norsk økonomi, mens de spiller en beskjeden rolle i andre sektorer hvor lønnsdannelsen i større grad kan være påvirket av markedsmessige forhold. Innflytelsen til fagforeningene kan ha betydning for om ledigheten vender tilbake til sitt opprinnelige likevektsnivå eller ikke etter et sjokk i økonomien. Ved frikonkurranse og gitte strukturelle forhold kunne en tenke seg at lønnsutviklingen fungerte som en markedsklareringsmekanisme av følgende form der små bokstaver indikerer at variablene er uttrykt i logaritmer: (3.1) w/w =Apl p+g(u), g'<0 der w = lønn p = pris, og U = ledighetsprosenten Relasjon (3.1) tilsvarer en Phillipskurve-sammenheng der produktivitetsendringers betydning for lønnsutviklingen ikke er tatt eksplisitt hensyn til. Situasjonen kan illustreres som i figur 3.1 der ledighetsnivået hvor kurven skjærer aksen, betegnet U*, kalles for likevektsiedigheten. En ledighet høyere enn likevektsledigheten vil innebære en reallønnsnedgang. Dersom etterspørselen etter arbeidskraft (antar gitt tilbud) avhenger negativt av reallønna, vil ledigheten etter hvert avta tilbake mot den opprinnelige likevektssituasjonen. 3- NØT

36 112 Figur 3.1. Phillipskurven Men selv ved et frikonkurransesystem kan det tenkes forhold som tilsier at lønnsutviklingen ikke bidrar til at ledigheten vender tilbake til den opprinnelige likevekten. Som blant annet påpekt av Phelps (1972), Hargreaves Heap (1980) og Juhn, Murphy og Topel (1991), kan arbeidsledige etter en tid tape kunnskaper pd en slik måte at arbeidsgiverne finner dem mer eller mindre uskikket for arbeid. En økende andel langtidsledige for en gitt total ledighet kan derfor redusere den lønnsdempende effekten av høy ledighet gitt ved (3.1) slik at ledigheten vender tilbake til en ny likevekt som er høyere enn den opprinnelige. Situasjonen blir i et slikt tilfelle kalt hysterese ettersom likevekten ikke bare er avhengig av strukturelle forhold, men av den historiske utviklingen i ledigheten. I en slik situasjon er det i Stolen (1993), avsnitt 3.5.3, vist at det er en sammenheng mellom endringer i ledigheten og lønnsveksten 2. Dette er i samsvar med at lønnsdannelsen innebærer en steady-state sammenheng mellom nivået pd ledigheten og nivået pd reallønna av følgende form: (3.2) w =p-ff (U), f Relasjonen (3.2) tilsier at en økning i ledigheten innebærer en reduksjon i reallønna. Men lønnsveksten er bare påvirket midlertidig i motsetning til 2 En tilsvarende utledning er foretatt av Franz og Gordon (1993), og blant annet Layard, Nickell og Jackman (1991) har tidligere betegnet en situasjon der endringer i ledigheten inngår i lønnsrelasjonene som hysterese.

37 113 tilfellet med en gitt likevektsledighet der lønnsutviklingen er påvirket så lenge det er avvik mellom den faktiske ledigheten og likevekten. Mens de alternative lønnsrelasjonene (3.1) og (3.2) gir sammenhengen. mellom ledighet og lønn via lønnsdannelsen, vil det også eksistere en samenheng gjennom økonomiens virkemåte forøvrig. Under forutsetning av en fallende etterspørselskurve for arbeidskraft (i kombinasjon med gitt arbeidstilbud eller en stigende tilbudskurve) kan en avlede en stigende ledighetskurve slik som vist i figur 3.2. Denne kurven tenkes A representere alle de mekanismer i økonomien som gjør at lønnsutviklingen påvirker ledigheten. Figur 3.2 Hysterese Som drøftet i Stolen (1993), avsnitt 3.5.5, er det for enkelt A representere etterspørselen etter arbeidskraft i makro ved en klassisk etterspørselskurve eller ved en prissettingskurve slik som angitt av Layard, Nickell og Jackman (1991). Etterspørselen etter arbeidskraft kan bli influert av keynesianske faktorer sa vel som av klassiske 3. Slik det også er modellert i makromodellen MODAG, kan skift i økonomisk politikk og etterspørsels- og prissjokk fra utlandet påvirke etterspørselen etter arbeidskraft. Endringer i den yrkesaktive befolkningen og yrkesdeltakingen kan påvirke arbeidstilbudet og dermed ledigheten. Som følge av et negativt etterspørselssjokk eller et tilbudssjokk antas ledigheten for gitt reallønn å øke fra U0 til U2. I tilfellet med hysterese vil 3 Jf drøftingen i Drèze og Sneessens (1986).

38 114 realløna avta slik at ledigheten reduseres til U 1. Dette nye likevektsnivået ligger over det gamle. I flere arbeider har Lindbeck og Snower (f.eks. 1989) påvist at eksistensen av fagforeninger kan forklare hysterese og dermed at høy arbeidsledighet kan vedvare. I det mest ekstreme tilfellet kan forhandlingene finne sted mellom de sysselsatte (insiderne) og bedriften, mens de arbeidsledige (outsiderne) ikke spiller noen rolle i forhandlingsprosessen. Dette kan være tilfellet dersom fagforeningene bare bryr seg om å sikre arbeidet for sine sysselsatte medlemmer og ikke tar hensyn til arbeidsledigheten. Tilfellet med stor organisasjonsgrad i enkelte bedrifter eller profesjonsgrupper slik som omtalt i avsnitt 2.1, ligger nær opptil dette dersom disse gruppene kan benytte sin monopolmakt til å presse opp lønnsnivået uten ta effektene på ledigheten i betraktning. Men fagforeningene kan også ta hensyn til markedssituasjonen, og dette er trolig tilfellet når lønnsfastsettingen foregår sentralt. Likevel kan fagforeningene bidra til en viss reallønnsstivhet nedover (og trolig en nominell stivhet ved konstante eller fallende priser). De helt ekstreme situasjonene der fagforeningene enten ikke bryr seg om de ledige eller viser stor fleksibilitet i å redusere reallønna, eksisterer derfor neppe i praksis. Argumentene for at hysterese-effekter kan gjøre seg gjeldende er gode, og ulike studier av lønnsdannelsen i Norge utført av blant annet Hoel og Nymoen (1986), Rødseth og Holden (1990), Johansen (1991), Nymoen (1991), Langørgen (1993) og Stolen (1993) gir empirisk belegg for at dette kan være tilfellet. I Stølen (1993) blir det imidlertid ikke utelukket at likevekten på arbeidsmarkedet i stor grad er strukturelt bestemt, men at reallønna er nokså stiv nedover, selv ved høy ledighet. Dette er kjennetegnet ved at Phillips-kurven i figur 3.1 flater ut ikke langt under aksen. Hvis Phillips-kurven hadde flatet ut på aksen, ville det ikke eksistere noen fast likevektsledighet. Når Phillipskurven flater ut nær aksen ved høy ledighet, vil et negativt sjokk som gir en høyere ledighet enn likevektsnivået, bare ha en liten innflytelse pd lønnsveksten i kommende perioder. Det vil i et slikt tilfelle ta svært lang tid før lønnsutviklingen er i stand til å bevege ledigheten tilbake mot den opprinnelige likevekten, og forskjellen mellom en Phillipskurverelasjon og en hysterese-variant (hvor ledigheten har en liten marginal effekt på lønna), er liten på kort og mellomlang sikt. På lang sikt vil imidlertid de to typer spesifikasjoner kunne gi forskjellige resultater. I Stølen

39 115 (1993), avsnitt 5.5.3, er det ved virkningsberegninger som følge av skift i offentlig konsum vist at lønnsnivået avviker bare ubetydelig ved de to typer relasjoner, selv etter 15 år4. Avviket mellom de to typer relasjoner kan imidlertid være betydelig ved lav ledighet da en hysterese-relasjon innebærer at lønnsveksten kan være lav dersom ledigheten har holdt seg lav noen dr. Ettersom ledigheten var lav og konstant pd 1970-tallet må en ifølge hysterese-versjonene søke etter andre forklaringsfaktorer enn press pd arbeidsmarkedet for d forklare den sterke lønnsveksten i denne perioden. På grunn av drøftingen over kan en konkludere med at slik lønnsdannelsen i Norge har virket i de siste 20 drene, vil det i beste fall gå lang tid for økonomien vender tilbake til en situasjon med lav ledighet av seg selv. Fagforeninger som bidrar til at reallønningene er relativt stive nedover, er trolig en medvirkende årsak til dette. I Stolen (1993) blir det også påvist at liten følsomhet for endringer i lønn i både tilbud og etterspørsel etter arbeidskraft i makro ytterligere er med på d forhindre en rask nedgang i ledigheten. 4. Effekten på sysselsettingen av ulike former for økonomisk politikk 4.1. Okt offentlig forbruk I tabell 4.1 er det gjengitt virkningsberegninger av ulike former for ekspansiv finanspolitikk beregnet ved hjelp av den makroøkonomiske modellen MODAG i forbindelse med Sysselsettingsutvalget (NOU 1992:26). Som det går fram av tabellen, vil økt offentlig forbruk være et effektivt virkemiddel når det gjelder d redusere ledigheten pd kort sikt. Selv om effekten på lønnsveksten neppe er stor ved dagens ledighetsnivå, vil den tilta noe slik at produksjonen og sysselsettingen i konkurranseutsatt virksomhet blir redusert pd lang sikt. Dersom det er en fast likevektsledighet, vil en økning i offentlig konsum ikke ha noen langsiktig virkning pd ledigheten i det hele tatt. Fra analysen til Lindquist, Sannes og Stolen (1990) er det imidlertid påvist at arbeidstilbudet avhenger av mulighetene for d få arbeid, slik at økt offentlig konsum kan gi varig økt sysselsetting og økt arbeidstilbud, selv ved en gitt likevektsledighet. 4 Effekten fra ledighet på lønn er anslått til å were liten ved høy ledighet både med Phillipskurvesammenhengen og hysteresesammenhengen.

40 116 Fra drøftingen i avsnitt 3 tar det uansett lang tid før økonomien vender tilbake til den gitte likevektsledigheten, om den i det hele tatt gjør det. I tilfellet med hysterese vil en mer ekspansiv politikk for å redusere ledigheten, ha en varig effekt. Fra tabell 4.1 er det imidlertid klart at økt offentlig konsum øker inflasjonen og svekker både budsjettbalansen og utenriks- Økonomien. Dette setter grenser for hvor langt en kan gå med dette tiltaket Redusert arbeidsgiveravgift/inntektsskatt Fra drøftingen i Stølen (1993) går det fram at virkningene pd lønnsdannelsen av henholdsvis redusert inntektsskatt og redusert arbeidsgiveravgift er usikker, og fra økonomisk teori er usikkerheten av redusert inntektsskatt spesielt stor når fagforeninger påvirker lønnsdannelsen. Selv om økt gjennomsnittsskatt på den ene siden kan bidra til d øke lønnskravene for d opprettholde disponibel realinntekt, vil økt marginalskatt bidra til at en lønnsøkning blir mindre verdt i forhold til tapet av arbeidsplasser som følger av økningen. I empiriske analyser er det rimelig å legge til grunn symmetribetraktninger pd lang sikt slik at f.eks. en vridning i finansieringen av Folketrygden fra arbeidsgiveravgift til medlemsavgift ikke kan ventes d ha noen stor realøkonomisk betydning. Det er også grunn til å tro at en endring i arbeidsgiveravgiften virker noenlunde parallelt med andre faktorer som påvirker bedriftenes lønnsomhet, mens en endring i inntektsskatten virker noenlunde parallelt med endringer i konsumprisene når det gjelder hensynet til utviklingen i disponibel reallønn. Disse restriksjonene blir heller ikke forkastet i analysen utført av Stølen (1993). For konkurranseutsatt sektor indikerer de empiriske resultatene at endringer i inntektsskatten ikke har noen stor effekt pd lønnsutviklingen, mens en endring i arbeidsgiveravgiften har relativt stor effekt slik at effekten på bedriftenes lønnsomhet av begge disse skatteendringene er relativt liten. I skjermet sektor derimot er den direkte effekten av redusert arbeidsgiveravgift liten, men indirekte virker en slik endring gjennom lønna i konkurranseutsatt sektor. Resultatene er imidlertid påvirket av den sterke økningen i arbeidsgiveravgiften som fant sted fra 1966 til 1973 for d finansiere utbyggingen av Folketrygden. Det er rimelig d tro at lønnsveksten ble dempet som en følge av dette for d unngå en for sterk svekkelse av bedriftenes lønnsomhet

41 117 samtidig som den sosiale sikkerheten for lønnsmottakerne økte. Det har blitt påpekt at en reduksjon i arbeidsgiveravgiften i dagens situasjon med høy ledighet ikke nødvendigvis vil føre til høyere lønnsvekst, spesielt ikke på kort sikt og dersom reduksjonen skjer som et ledd i et inntektspolitisk samarbeid (se avsnitt 5). Det er også vanskelig å forkaste en slik hypotese empirisk, og for å belyse effekten av ulike antakelser om dette er det i tabell 4.1 gjengitt beregninger der en lavere arbeidsgiveravgift gir henholdsvis 80 prosent og ingen lønnsoverveltning i industrien. Effekten på sysselsettingen er imidlertid svært lik i de to alternativene, og bare halvparten så stor som en tilsvarende direkte budsjettsvekkelse anvendt til økt offentlig konsum. Tabellen skjuler imidlertid at ulike forutsetninger om lønnsoverveltningen har betydning for utviklingen i sysselsettingens sammensetning i de ulike næringer. Tilfellet med stor overveltning av arbeidsgiveravgiften gir vekst i lønnstakernes disponible realinntekter, økt konsum og dermed sterk sysselsettingsvekst i skjermet sektor. Med liten eller ingen overveltning, vil sysselsettingsveksten bli relativt større i konkurranseutsatt sektor på grunn av forbedringer i konkurranseevnen. Det blir dessuten mindre aktuelt d erstatte arbeidskraften med andre innsatsfaktorer. Forskjellen i pris- og kostnadsutvikling bidrar også til at en redusert arbeidsgiveravgift i tilfellet med liten overveltningsgrad har en relativt beskjeden negativ effekt på både offentlig budsjettbalanse og utenriks0- konomien i forhold til når overveltningsgraden er stor. Tabell 4.1. Makroøkonomiske virkninger av ulike finanspolitiske tiltak Virkning etter 5 dr av en direkte budsjettsvekkelse på 10 mrd. Sysselsatte Driftsbal. Off. budsj. Konsumpris 1000 pers. mrd. kr. mrd. kr. prosent Okt offentlig konsum Lavere personskatter Lavere arbeidsgiveravgiftl) Lavere arbeidsgiveravgift 2) ) 80 prosent lønnsoverveltning i industrien 2) Ingen lonsoverveltning i industrien

42 Redusert arbeidstid Fra Stølen (1993) går det fram at redusert arbeidstid har effekter som ligner på dem som følger av økt offentlig konsum. Pd kort sikt vil et slikt tiltak gi en klar effekt på sysselsettingen, men tiltaket vil lede til økt kostnadsvekst og være til ulempe for konkurranseutsatt virksomhet, offentlig budsjettbalanse og utenriksøkonomi på lang sikt. Analysen tyder på at redusert arbeidstid har en direkte kostnadsdrivende effekt ettersom fagforeningene krever d få opprettholdt årslønna. Til tross for ønske om full kompensasjon, viser analysen at overveltningsgraden på timelønna for industrien er på rundt 70 prosent på kort sikt, og det går i beste fall lang tid før den eventuelt blir motvirket av hensyn til bedriftenes lønnsomhet. Den ekstra lønnsveksten sprer seg til de andre næringene, og med dagens nivå på ledigheten er denne direkte effekten på timelønna av langt større betydning for utviklingen i konkurranseevnen enn den indirekte effekten som følger av økt press på arbeidsmarkedet. Eksistensen av fagforeninger som krever lønnskompensasjon for arbeidstidsforkortelser, bidrar derfor til at dette er et mindre aktuelt virkemiddel for d redusere ledigheten enn det ellers kunne ha vært. Som vist i Stølen (1993), vil redusert arbeidstid bidra til d redusere verdiskapningen i landet, og dermed inntektene på lang sikt. Dette kan være en ytterligere innvending mot generelle reduksjoner i arbeidstiden dersom en legger større vekt på d opprettholde den materielle levestandarden framfor økt fritid. Beregningene gjengitt i Stølen (1993) vil også overvurdere den positive effekten på sysselsettingen ettersom de ser bort fra at arbeidskraften er inhomogen, og at det selv i dagens situasjon kan være mangel på enkelte typer arbeidskraft. Dessuten er det ikke tatt hensyn til at flere arbeidstakere vil kunne ha mer enn én jobb, noe som trolig vil bli mer og mer vanlig etter hvert som den ordinære arbeidstida blir redusert Devalueringer Til tross for at en ikke kan utelukke nominelle stivheter ved konstant eller fallende prisnivå slik det er påpekt i avsnitt 2.4, er homogenitet i nominelle størrelser en viktig teoretisk egenskap som normalt finner støtte i data. De empiriske analysene gjengitt av blant annet Nymoen (1991), Langørgen (1993) og Stølen (1993) indikerer at en slik restriksjon i lønnsdannelsen ikke kan forkastes ut fra utviklingen i Norge fra midten av

43 tallet og fram til i dag. Selv om det kan være betydelig usikkerhet forbundet med d kartlegge betydningen av hver enkelt av de potensielle nominelle forklaringsfaktorene i lønns- og prisdannelsen, vil en forutsetning om homogenitet i alle relasjonene innebære at det nominelle forløpet på lang sikt er styrt fra utlandet, med en eventuell korreksjon for valutakurs- og produktivitetsendringer. Disse aspektene rundt lønns- og prisdannelsen kan illustreres med følgende modell, der en for enkelthets skyld har utelatt effektene av produktivitetsvekst, skatte- og avgiftsendringer og press i arbeidsmarkedet: (4.1) w k7ftw sp, Ve) (4.2) w s'ig(w k,p) (4.3) p=h(w s,vp*) der W k = lønn i konkurranseutsatt sektor, ws = lønn i skjermet sektor, p = konsumprisene, p* = prisnivået i utlandet, og V = valutakursen. Relasjon (4.1) sier at lønnsutviklingen i konkurranseutsatt sektor er avhengig av lønnsutviklingen i skjermet sektor, utviklingen i konsumprisene og prisutviklingen på konkurrerende produkter målt i norske kroner. De empiriske analysene av dette indikerer som nevnt at det eksisterer en del usikkerhet om vektleggingen av de tre faktorene. Relasjon (4.2) sier at lønnsutviklingen i skjermet sektor er avhengig av lønnsutviklingen i konkurranseutsatt sektor og komsumprisene, mens relasjon (4.3) sier at konsumprisutviklingen er avhengig av lønnsutviklingen i skjermet sektor og prisene på importerte konsumvarer målt i norske kroner. Dersom det er homogenitet mellom de nominelle størrelsene i alle disse tre relasjonene, vil alle priser og lønninger øke proporsjonalt på lang sikt som følge av en endring i det internasjonale prisnivået eller en devaluering, uavhengig av system for lønnsdannelse og vektlegging av de ulike komponentene. I et slikt tilfelle vil en devaluering ikke ha noen effekt på sysselsettingen på lang sikt, og som vist i Stølen (1993), er det heller ikke noen sterk effekt på kort sikt. Årsaken er at selv om en devaluering

44 120 vil føre til en bedring i konkurranseevnen og til økt sysselsetting i konkurranseutsatt industri, vil samtidig redusert kjøpekraft ha en negativ effekt på produksjon og sysselsetting i skjermete sektorer. 5. Inntektspolitisk samarbeid Bortsett fra devalueringer vil de ulike politikktiltakene skissert i avsnitt 4 isolert sett være egnet til d gi økt sysselsetting i flere år framover med det norske systemet for lønnsdannelse. Alle disse tiltakene har imidlertid en negativ effekt på den offentlige budsjettbalansen og utenriksøkonomien. Dette kan gi tilbakevirkninger gjennom renteutviklingen og valutakursene og bidra til at de langsiktige effektene ikke blir like gunstige. MODAG-modellen som er benyttet til beregningene omtalt i avsnitt 4, er ikke nødvendigvis tilfredsstillende når det gjelder behandlingen av de finansielle markeder. Det kan derfor tenkes at modellen undervurderer de negative langsiktige konsekvensene av vedvarende underskudd i offentlige budsjetter eller en svak (eller i det minste en meget oljeavhengig) utenriksøkonomi. Den økonomiske politikken kan også bli påvirket for å unngå en slik utvikling, og i realiteten vil det være grenser for hvor lenge det er mulig a øke sysselsettingen ved en ekspansiv finanspolitikk. Et inntektspolitisk samarbeid kan være en aktuell politikk for å øke sysselsettingen. I tillegg til at lavere lønn i seg selv øker sysselsettingen i konkurranseutsatt sektor (men blir dels motvirket av en negativ effekt i skjermet sektor), vil lavere lønn øke handlefriheten for myndighetene ved at det bidrar til en bedring i både offentlig budsjettbalanse og utenriks- Okonomien (se Stolen (1993)). Hovedårsaken til at lavere lønn bedrer budsjettbalansen, er at utgiftssiden er langt mer følsom for det innenlandske nominelle forløpet enn inntektssiden. Mens utgiftssiden hovedsaklig består av lønn og overføringer som i stor grad blir indeksregulert, utgjør inntekter i forbindelse med oljevirksomheten, netto renteinntekter og særavgifter på biler, petroleumsprodukter, alkohol og tobakk en ikke ubetydelig del av inntektene. Disse postene på inntektssiden er bare i liten grad påvirket av det innenlandske nominelle forløpet. Lavere lønn stimulerer også sysselsettingen noe, og bidrar til a redusere utgiftene til ledighetstrygd og tiltak. Den gunstige effekten på utenriksøkonomien skyldes en bedret konkurranseevne og ate markedsandeler både på hjemmemarkedet og eksportmarkedet samtidig som lavere innenlandsk etterspørsel reduserer importen.

45 121 For Norge, som en liten, åpen økonomi, er det lettere enn for store økonomier å sette i verk tiltak for A bedre konkurranseevnen uten å bli møtt med mottiltak. Tiltaket kan ha en relativt stor effekt her i landet, mens økningen i ledigheten i utlandet vil være relativt marginal. Derfor kan vi være i stand til å eksportere arbeidsledighet. De fleste land setter imidlertid mye inn på å bedre konkurranseevnen, og med både stive reallønninger og kanskje nominelle stivheter ved svært lav inflasjon, er det grenser for hvor mye det er realistisk å oppnå i konkurranseevneforbedring hvert år framover. Som det går fram av tabell 4.1, og også påpekt av Cappelen (1991), er nettoeffekten på budsjettbalansen av ekspansive tiltak i et land som Norge klart mindre enn bruttoeffekten (bare rundt 30 prosent etter 5 år). Dette har sammenheng med økte skatteinntekter og lavere utgifter til sosiale velferdsordninger som følge av økt aktivitet og redusert ledighet. Sysselsettingseffektene som følge av at det skapes et handlingsrom for mer ekspansiv finanspolitikk gjennom et inntektspolitisk samarbeid, kan derfor bli relativt store. Et inntektspolitisk samarbeid forutsetter sentrale fagforeninger. Som påvist i avsnitt 2.1, kan ikke lønnsdannelsen i Norge uten videre sies å være sentral. Tre hovedorganisasjoner, et betydelig innslag av lokale forhandlinger i industrien og lokal lønnsfastsettelse i privat sektor forøvrig bidrar til dette. Likevel kan det være belegg for å si at lønnsdannelsen i normale tider tilnærmet fungerer som et sentralisert system. Dette har sammenheng med at skillet mellom tarifftillegg og glidning neppe er av stor betydning for den samlede lønnsveksten på lang sikt samtidig som de øvrige sektorene i stor grad følger industrien. Systemet innebærer likevel såpass mange lokale elementer at det kan være problematisk å implementere en lønnsvekst som er lavere enn det de markedsbaserte faktorer skulle tilsi. Fra drøftinger av et forhandlingsspill mellom myndighetene og en sentral fagforening utført av blant annet Driffil (1985) og Calmfors og Horn (1985), går det klart fram at det er incentiver til d bryte ut av en avtale. Problemet er enda større med flere hovedorganisasjoner og lokale aktører. En måte å unngå problemet pd er d innføre direkte lovregulering av lønnsveksten slik det ble gjort under pris- og inntektsstoppen i 1978/79 og under inntektsreguleringen i 1988/89. Empiriske analyser utført i Stolen (1993) indikerer at disse reguleringene var effektive, og de er bare i

46 122 liten grad blitt innhentet gjennom sterk lønnsvekst i de påfølgende år. En klar ulempe med for sterk regulering er at for stive relative lønninger kan hindre omstillinger. Det er imidlertid usikkert hvor stor vekt som bør legges på dette aspektet da analysen i Stølen (1993) viser en betydelig stivhet i relative lønninger i industrien, men omstillinger har likevel funnet sted. Det beste eksemplet på dette er teko-industrien hvor lønnsutviklingen har fulgt industrien forøvrig, til tross for at prisutviklingen på konkurrerende produkter burde tilsi en klart lavere lønnsvekst. Konsekvensen av dette er at mesteparten av næringen har forsvunnet. Selv om lønnsveksten hadde vært langt svakere, ville produksjonsnedgangen trolig ha vært nesten like stor på grunn av mangel på arbeidskraft. Få ville ha vært villige til d arbeide til sd lav lønn som konkurransen fra utlandet skulle tilsi. Dette kan stille seg noe annerledes i en situasjon med høy ledighet. 6. Konklusjon Fagforeninger spiller en betydelig rolle i det norske systemet for lønnsdannelse og bidrar til at reallønningene er mer stive nedover enn det de trolig ville ha vært i en situasjon med fri konkurranse. Innslaget av fagforeninger, og spesielt skillet mellom sentrale og lokale forhandlinger, skaper også en risiko for nominelle stivheter nedover. Dette ser imidlertid ikke ut til d ha vært et problem i Norge, selv om inflasjonen på 1960-tallet og hittil på 1990-tallet har vært lav. Liten reallønnsfleksibilitet tilsier imidlertid at det i beste fall går svært lang tid før ledigheten vender tilbake til den opprinnelige likevekten av seg selv. En kan heller ikke utelukke hysterese-effekter som innebærer at ledigheten stabiliserer seg på et høyere nivå enn tidligere etter et negativt sjokk. Liten effekt fra ledighet til reallønn med dagens ledighetsnivå og muligheten for hysterese-effekter tilsier at en ekspansiv finanspolitikk gjennom økt offentlig konsum eller skattelettelser kan gi økt sysselsetting, ikke bare på kort sikt, men også på lang. Hensyn til offentlig budsjettbalanse og oljeavhengighet i utenriksøkonomien setter imidlertid grenser for hvor langt en kan gd. Redusert lønnsvekst gjennom et inntektspolitisk samarbeid virker klart positivt på budsjettbalansen og utenriksøkonomien og åpner for en mer ekspansiv politikk. En klart svakere nettoeffekt enn bruttoeffekt på bud-

47 123 sjettbalansen av slike tiltak bidrar til at sysselsettingseffektene av en slik aning i handlefriheten kan bli store. Et lønnssystem som tilnærmet fungerer som et sentralt system gjør dette mulig. Lokale innslag i lønnsfastsettingen kan imidlertid skape vanskeligheter med å gjennomføre det inntektspolitiske samarbeidet med mindre det innføres rammer eller reguleringer på sentralt hold. En ulempe er at det kan bidra til stivheter i relative lønninger som hindrer omstillinger.

48 Referanser: 124 Aukrust, O. (1977): «Inflation in the Open Economy: A Norwegian Model». I Krause, L.B. og W.S. Salant (Red.): Worldwide Inflation: Theory and Recent Experience, Brookings, Washington D.C., Bowitz, E. (1989): «Lønnsrelasjoner i en kvartalsmodell for norsk økonomi». Rapporter Statistisk sentralbyrå. Bruce, E. (1989): «Institusjonelle forholds betydning for lønnsdannelsen». Interne notater Statistisk sentralbyrå. Bruno, M. og J. Sacks (1985): The Economics of Worldwide Stagflation, Oxford, Basil Blackwell. Calmfors, L., og H. Horn (1985): «Classical Unemployment, Accommodation Policies and the Adjustment of Real Wages». Scandinavian Journal of Economics, Vol. 87, 1985, s Calmfors, L. og J. Driffil (1988): «Bargaining Structure, Corporatism and Macroeconomic Performance». Economic Policy, No. 6, 1988, s Calmfors, L. (1993): «Centralisation of Wage Bargaining and Macroeconomic Performance: A Survey». Economic Department Working Papers No OECD, Cappelen, A. (1991): «Om noen tiltak mot arbeidsledighet». økonomiske analyser nr. 2, 1991, s Statistisk sentralbyrå. Danthine, J.P. og J. Hunt (1992): «Wage bargaining structure, employment and economic integration». Mimeo. University of Lausanne og Yale University. Dreze, J. og H.R. Sneessens (1986): «A discussion of Belgian Unemployment Combining Traditional Concepts and Disequilibrium Economics». Economica, Vol. 53, Driffil, J. (1985): «Macroeconomic Stabilization Policy and Trade Union behaviour as a Repeated Game». Scandinavian Journal of Economics, Vol. 87, 1985, s Eitrheim, E. og R. Nymoen (1991): «Real Wages in a Multisectoral Model of the Norwegian Economy». Economic Modelling, Vol. 8, No. 1, 1991, s Franz, W. og R. Gordon (1993): «German and American Wage and Price Dynamics: Differences and Comon Themes». CEPR Discussion Paper No. 777, Granger, C.W.J. (1969): Investigating Causal Relations by Econometric Models and Crossspectral Methods». Econometrica, Vol. 37, Hargreaves Heap, S.P. (1980): «Choosing the Wrong Natural Rate: Accelerating Inflation or Decelerating Employment and Growth». Economic Journal, 1980, s Hersoug, T. (1983): Tarifftillegg, lønnsglidning og samlet lønnsøkning i Norge Memorandum No. 21, Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo. Hoel, M. and R. Nymoen (1988): «Wage Formation in Norwegian Manufacturing. An Empirical Application of a Theoretical Bargaining Model». European Economic Review. Vol. 32, 1988, s Holden, S. (1987): «Local and Central Wage Bargaining». Memorandum No. 3, Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo. Holden, S. (1989): «Wage Drift and Bargaining: Evidence from Norway». Economica, Vol. 56, 1989, s Holden, S. og O. Raaum (1992): «Wage Moderation and Union Structure». Word Econo-

49 125 mic Papers, Vol. 43, Holden, S. (1993): «Inflasjon og arbeidsledighet. Om tolkning av empiriske funn og implikasjoner for økonomisk politikk». SosialOkonomen nr. 9, 1993, s Isachsen, Ai. og O. Raaum (1983): «Solidarisk lønnspolitikk. Hvor efektiv er den egentlig?» SosialOkonomen nr. 3, Johansen, K. (1991): «Hysteresis Effects in Wage Determination: Some Empirical Evidence from Norway». Paper presentert på European Economic Association Sixth Annual Congress, Cambridge. Juhn, C.K.M. Murphy og R.H. Topel (1991): «Why is the Natural Rate of Unemployment Increased over Time?» Brooking Papers on Economic Activity, Vol. 2, 1991, s Layard, R., S. Nickell og R. Jackman (1991): Unemployment. Macroeconomic Performance and the Labour Market. Oxford University Press, LangOrgen, A. (1993): «Empiriske lønnsrelasjoner basert pd norske kvardalsdata». Rapporter Statistisk sentralbyrå. Lindbeck, A. og Di. Snower (1989): The Insider-Outsider Theory of Employment and Unemployment. MIT Press. Cambridge, Massachusetts. Lindquist, KG., L. Sannes og N.M. Stolen (1990): Arbeidstilbudet i MODAG. En analyse av utviklingen i yrkesdeltakingen for ulike sosiodemografiske grupper». Rapporter Statistisk sentralbyrd. Mc Callum, J. (1983): «Inflation and Social Consensus in the Seventies». Economic Journal, Vol. 93, 1983, s NOU 1988:24: «Inntektsdannelsen i Norge». Norges Offisielle Utredninger 1988:24, Forbruker- og administrasjonsdepartementet. NOU 1992:26: «En nasjonal strategi for økt sysselsetting i 1990-årene». Norges Offisielle Utredninger 1992:26, Finansdepartementet. Nymoen, R. (1991): «A Small Linear Model of Wage- and Price-Inflation in the Norwegian Economy». Journal of Applied Econometrics, Vol. 6, 1991, s Phelps, E.S. (1972): Inflation Policy and Unemployment Theory. Norton, New York, Rodseth, A. og S. Holden (1990): «Wage formation in Norway». I Calmfors, L. (red.): Wage formation and Macroeconomic Policy in the Nordic Countries, Oxford University Press, StOlen, N.M. (1993): «Wage Formation and the Macroeconomic Functioning of the Norwegian Labour Market». økonomiske doktoravhandlinger nr. 18. Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo.

50 126 Professor Wilhelm Keilhau's Minnefond Fondet har vesentlig gitt støtte til dekning av trykkingsutgifter ved utgivelse av økonomiske forskningsavhandlinger samt til reise- og oppholdsutgifter ved aktiv deltagelse ved økonomisk faglige kongresser eller forskningsprosjekter. Dette vil fortsatt være hovedretningslinjen for fondets virksomhet. Fondet kan også gi støtte til forskere som Ønsker d utvide sine kunnskaper på et spesielt felt innen den Økonomiske teori og av den grunn Ønsker et kortvarig opphold ved en forskningsinstitusjon som har spesiell kompetanse innen dette felt. Professor Wilhelm Keilhau's Minnefond er et «siste utvei fond» pd den måten at det er først når andre former for støtte ikke er tilgjengelig eller ikke er tilstrekkelig at støtte fra fondet kan bli aktuelt. Skriftlig søknad sendes til Høegh Invest A/S Postboks 2596 Solli, 0203 Oslo Telefon

51 Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) /07(1993), MÅLSONETEORI FOR VALUTAKURSER 1 Av Tom Bernhardsen Målsoner for valutakurser er karakterisert ved at valutakursen kan flyte fritt rundt en sentralkurs innenfor et bestemt intervall. Dersom valutakursen tangerer målsonens øvre eller nedre grense, er sentralbanken forpliktet til å intervenere. De første målsonemodellene forutsetter at valutakurspolitikken til landet er troverdig og at sentralbanken intervenerer kun når valutakursen tangerer målsonens øvre eller nedre grense (og ikke når valutakursen er inne i selve målsonen). Da virker målsonen i seg selv stabiliserende på valutakursen, og valutakursen er negativt korrelert med differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente. Modellene forkastes i stor grad av data. Ved å innføre devalueringsforventninger og mer realistiske regler for sentralbankintervensjoner har en ny generasjon målsoner oppstått som i vesentlig større grad passer til faktiske observasjoner. 1) Innledning I tradisjonell lærebokteori blir valutakurser oftest modellert som helt faste eller helt flytende. Det gir «håndterbare» modeller der forskjellene på de to valutakursregimene kommer klart fram. En viktig forskjell pd de to valutakurssystemene er muligheten myndighetene har til å drive selvstendig pengepolitikk. Ved perfekt kapitalmobilitet er det vanskelig å fore en selvstendig pengepolitikk når valutakursen er fast. Et forsok på å endre pengemengden og rentenivået vil da kun påvirke omfanget av intervensjoner, og sentralbanken har små muligheter til å påvirke innenlandsk rente. Under et regime med flytende valutakurser kan sentralbanken derimot bruke pengepolitikken til å fastlegge et ønsket rentenivå og la valutakursen bli bestemt på valutamarkedet. 1 Artikkelen er skrevet med støtte av Norges forskningsråd. Jeg vil takke Steinar Holden, Asbjørn Rødseth, Birger Vikøren og Jon Vislie for gode kommentarer. Utredningsavdelingen i Norges Bank, som har hjulpet meg i datainnsamlingen og stilt data til disposisjon, er jeg en stor takk skyldig. En takk rettes også til min meget gode venn Jan Andreassen som generelt har bidratt med mye nyttig diskusjon. Alle feil og uklarheter forblir selvfølgelig mitt ansvar. 4- NOT

52 128 I praksis er ikke de såkalte 4astkursregimene» fullstendig faste, men karakterisert ved at valutakursen kan variere rundt en sentralkurs innenfor nærmere bestemte svingningsmarginer. Når valutakursen tangerer ore eller nedre grense for maksimale tillatte svingninger, er sentralbanken forpliktet til d intervenere for d unngå at valutaen blir mer depresiert eller appresiert enn svingningsmarginene tillater. Et slikt valutakursregime kalles en målsone. For EMS-krisen hosten 1992 hadde for eksempel norske myndigheter forpliktet seg til d intervenere hvis verdien pd norske kroner i forhold til ECU avvek med mer enn 2.25% fra en sentralkurs pd ca. 8 NOK/ECU. Bretton Woods og slangesamarbeidet var også regimer der en tillot valutakursene d variere rundt en sentralkurs innenfor et gitt intervall. Også gullstandarden kan sies d ha vært en målsone idet de såkalte gullpunktene tjente som ovre og nedre grense for valutakurssvingninger. I den europeiske valutakursmekanismen (ERM) er sentralbankene forpliktet til d intervenere og holde de ulike valutakursene stabile i forhold til den teoretiske regneenheten ECU. 2 Et målsoneregime har mange av de samme egenskapene som et fullstendig fastkursregime. Det forsvarer at vi i mange teoretiske sammenhenger kan betrakte valutakurser som fullstendig faste selv om de i praksis tillates d variere innenfor bestemte grenser. Det viktigste argumentet for et målsoneregime framfor et fullstendig fastkurssystem er antakelig at et målsoneregime kan gi sentralbanken en viss mulighet til d fore en pengepolitikk uavhengig av utlandet selv med perfekt kapitalmobilitet. Anta for eksempel at sentralbanken Ønsker d redusere innenlandsk rente. Det vil normalt lede til et depresieringspress pd den innenlandske valutaen. Under et fullstendig fastkursregime må sentralbanken intervenere og selge utenlandsk valuta mot innenlandsk valuta for å forhindre at den innenlandske valutaen ikke blir svekket. Denne situasjonen kan ikke vedvare da sentralbankens valutareserver til slutt vil tommes. Under et målsoneregime kan sentralbanken i en slik situasjon istedet la valutakursen svekkes i båndet. Dermed har sentralbanken en viss mulighet til d påvirke innenlandsk rente. For nærmere detaljer og andre argumenter for målsoner vises til Svensson (1992b). 2 For tiden er imidlertid maksimale tillatte svingningsmarginer på hele ±15 prosent i forhold til sentralkursen med unntak for tyske mark og nederlandske gylden. Disse to valutaene har fortsatt maksimale tillatte svingningsmarginer på ±2.25 prosent, det samme som gjaldt for de fleste ERM-landene for valutakrisen hosten 1992 og våren 1993.

53 129 Mens et fullstendig fastkursregime virker mest stabiliserende ved monetære sjokk og et flytende valutakursregime virker mest stabiliserende ved reelle sjokk, viser Sutherland (1993) at for bestemte kombinasjoner av nominelle og reelle sjokk virker et målsoneregime mest stabiliserende. Sutherland viser hvordan optimal størrelse på målsonen avhenger av kombinasjonen av og størrelsen på de to typer sjokk. Basismodellen i målsonelitteraturen ble gitt av Krugman (1991). Alle senere bidrag til målsoneteorien bygger mer eller mindre på denne. Etter ha gitt en beskrivelse av det norske valutakurssystemet i avsnitt 2, skal vi se nærmere på Krugmanmodellen i avsnitt 3. Som følge av at Krugmanmodellen i stor grad forkastes av data, utvides modellen med mer realistiske forutsetninger i avsnitt 4. I avsnitt 5 skal vi se nærmere på den norske målsonen i lys av teoriene. Til slutt følger en oppsummering. 2) En nærmere beskrivelse av det norske valutakurssystemet Vi skal nå se litt nærmere på det norske valutakurssystemet som er et godt eksempel pd et målsoneregime 3. Norge har generelt ønsket d føre en fastkurspolitikk av hensyn til den disiplineffekten det representerer og av hensyn til den stabilitet det antas å gi utenriksøkonomien. Etter den annen verdenskrig og fram til 1971 deltok Norge i Bretton Woods samarbeidet som var et fastkurssystem med amerikanske dollar som nøkkelvaluta. Etter at dette brøt sammen på begynnelsen av syttitallet, deltok Norge fra 1972 til 1978 i det europeiske valutakursregimet, den såkalte «slangen». Da det europeiske valutasamarbeidet EMS ble opprettet, valgte Norge stå utenfor dette, og den 12. desember 1978 ble den norske kronen knyttet til en «kurv» bestående av ulike valutaer (der EMS- valutaene, amerikanske dollar, japanske yen, svenske kroner og britiske pund inngikk). Svingningsmarginene for kursindeksen på ±2.25 prosent ble offentliggjort først høsten 1985, men det er rimelig å tro at disse var allment kjent allerede tidlig på 80- tallet. I september 1982 ble basiskursene endret, og fram til 1986 ble kursindeksen justert to ganger. Dette innebar mindre devalueringer av kronen. I perioden september 1984 mai 1986 ble kroneverdien holdt i den svakeste delen av båndet slik at båndet reelt sett var smalere i denne perioden. I mai 1986 ble kronen devaluert med 10 prosent. 3 Den følgende oversikten bygger pd Norges Bank (1989, 1992).

54 130 I oktober 1990 gikk norske myndigheter over fra d knytte kronen til kurvindeksen til d knytte den til EFs valutaenhet, ECU. Sentralkursen pd kronen ble satt til NOK/ECU med en svingningsmargin pd ±2.25 prosent som også var største tillatte svingningsmargin for de fleste europeiske valutaenhetene i ERM. Den norske tilpasningen til ECU var ensidig i den forstand at de europeiske sentralbankene ikke forpliktet seg til d intervenere i valutamarkedet for d holde verdien pd den norske kronen stabil. Den 10. desember 1992 ble fastkurspolitikken oppgitt, og kronen ble tillatt d flyte. Hele høsten 1992 var preget av ustabile valutamarkeder med press pd flere europeiske valutaer, stort omfang av intervensjoner, høye renter og nedskriving av en rekke valutaer, deriblant svenske- og norske kroner4. For tiden fører ikke Norge noen fastkurspolitikk med definerte svingningsmarginer rundt en sentralkurs, men Norges Bank foretar stadig intervensjoner for d påvirke verdien pd den norske kronen. I figur 1 viser den tykke streken valutakursindeksen fra januar 1979 til januar 1993, mens de tynne strekene viser maksimale tillatte svingningsmarginer. En økning i indeksen innebærer en devaluering av kronen. Spesielt ser vi devalueringene på begynnelsen av 80- tallet, devalueringen våren 1986 og overgangen til flytende kurs desember 1992 der indeksen går ut over båndets øvre grense. Vi kan også legge merke til at fra begynnelsen av 1989 fram til midten av 1992 har kroneverdien vært meget stabil rundt sentralkursen med små svingninger. Figuren er konstruert slik at vi får en sammenlignbar indeks for hele perioden r I 104 g 100 Ts 96 frd Figur 1, den norske valutakursindeksen 4 For en nærmere beskrivelse av valutakrisen hosten 1992 vises til Norges Bank (1993). AI

55 131 3) Krugmanmodellen Vi skal nå se nærmere på Krugmanmodellen som er basismodellen i målsonelitteraturen. Det antas at valutakursen blir bestemt av ulike økonomiske størrelser, såkalte fundamentalverdier, pluss et ledd proporsjonalt med forventet endring i valutakursen, (3.1) e(t) = f(t) + a E [de(t)] t dt der e(t) er logaritmen til valutakursen (målt i innenlandske enheter pr. utenlandsk enhet), f(t) er logaritmen til fundamentalverdiene, oc>0 og Et er den matematiske forventningsoperatoren gitt all informasjon på tidspunkt t. Det antas at aktørene er rasjonelle, og det siste leddet på høyre side i (3.1) innebærer at for gitt verdi på fundamentalene vil økte depresieringsforventninger faktisk depresiere valutaen. Videre antas at fundamentalene kan splittes i to komponenter, (3.2) f(t) = m(t) + v(t), der m(t) er logaritmen til pengemengden og v(t) er logaritmen til de øvrige fundamentalene5. Det forutsettes at m(t) kontrolleres av myndighetene, mens v(t) følger en stokastisk Wiener-prosess, som kan betraktes som en orandom walk» i kontinuerlig tid. Siden myndighetene kontrollerer pengemengden, kan de også kontrollere nivået på fundamentalene ved A intervenere i valutamarkedet. Fundamentalene påvirker valutakursen, og det antas at myndighetenes pengepolitikk er d holde valutakursen innenfor et bånd rundt en sentralkurs. Den stokastiske differensialligningen (3.1) kan løses for ulike valutakursregimer, og det kan vises at valutakursen i dag er lik forventet neddiskontert verdi av framtidige fundamentaler. Under et regime med flytende kurser endres ikke pengemengden slik at m(t)=0 og f(t)=v(t). Siden v(t) er normalfordelt med forventning null, forventes ingen endring i fun- 5 (3.1) og (3.2) kan utledes fra «den monetære modell» slik at v(t) omfatter innenlandsk og utenlandsk realinntekt og utenlandsk pris- og rentenivå. Se Froot og Obstfeld (1989) for en nærmere redegjørelse.

56 132 damentalene og dermed heller ikke i valutakursen (siden valutakursen er bestemt av fundarnentalene). Da ser vi direkte av (3.1) at valutakursen som funksjon av fundamentalene er gitt ved ei 45 -linje i (f,e)-diagrammet, (3.3) e(t) = f(t). Under et målsoneregime ønsker myndighetene d holde valutakursen innenfor et bestemt intervall, [en, el, der en og evi er henholdsvis nedre og øvre intervallgrense. I Krugmanmodellen forutsettes at valutakursen flyter fritt i intervallet slik at sentralbanken kun intervenerer når valutakursen tangerer en av intervallets grenser og ellers ikke (kun marginale intervensjoner). Dessuten forutsettes at målsonen er troverdig, det vil si at aktørene forventer ingen endring i sentralkursen (forventet devaluering er lik null). Spørsmålet er nå hvordan likevektsløsningen e=e(f) ser ut. En kunne tenke seg følgende forslag: Når e e (en, e0), sd er e=f, det vil si at e varierer med f som om kursen var flytende. Når e tangerer en av grensene, for eksempel e0, sd intervenerer sentralbanken (selger utenlandsk mot innenlandsk valuta) og forhindrer at den innenlandske valutaen blir svakere. I sd fall er sammenhengen mellom fundamentalene og valutakursen gitt ved 45 - linja i figur 2 når valutakursen beveger seg i båndet og ved de vannrette linjene når valutakursen tangerer en av grensene. Dette kan imidlertid ikke være noen likevektsløsning av følgende årsak: Dersom 45 -linja i figur 2 er en likevektsløsning, må spesielt punkt 1 være et likevektspunkt. Anta at i neste periode er f=f -df eller f=f, +df, slik at ny likevekt er enten i punkt 2 (e reduseres «mye») eller i punkt 3 (e øker «litt»), begge med lik sannsynlighet. Da er forventet kursendring negativ, det vil si vi har forventet appresiering. På grunn av (3.1) reduseres da kursen momentant slik at punkt 1 ikke kan være et likevektspunkt. Dette må ligge under punkt 1, for eksempel i punkt 4. Muligheten for en framtidig intervensjon gir altså appresieringsforventninger som trekker likevektslosningen ned fra punkt /. Av samme årsak kan intet punkt pd 45 -linja i figur 2 være et likevektspunkt. I hele 1. kvadrant vil muligheten for framtidig intervensjon medføre en forventet appresiering, og dette trekker likevektsløsningen ned fra 45 -linja. Imidlertid er det slik at jo mindre f er, desto mindre er sannsynligheten for en fremtidig intervensjon og desto mindre er appresieringsforventningene. Jo mindre appresieringsforventningene er, desto nærmere 45 -linja ligger likevektsløsningen for valutakursen. Tilsvarende gjelder hvis valutakursen nærmer seg nedre grense. Ved et slikt resonnement får vi en likevektsløsning

57 133 e=e(f) som er S-formet som vist i figur 26. Poenget er da at på grunn av intervensjonene ved grensene, vil valutaen ha en tendens til å bevege seg mot sentralkursen. Når valutaen er sterk, vil den ha en tendens til å bli svekket, og når valutaen er svak, vil den ha en tendens til å bli sterkere. Vi skal legge merke til at modellen gir en strengt voksende funksjon mellom e og f og at e=e(f) er slakere enn 45 over hele variasjonsområdet. Det betyr at et troverdig målsoneregime i seg selv virker stabiliserende på valutakursen («honeymoon» effekten). Dessuten er e=e(f) vannrett når valutakursen er lik målsonens grenser («smooth pasting»- betingelsen). For flere detaljer og en mer omfattende drøfting av Krugmanmodellen vises til Krugman (1991) og Froot og Obstfeld (1989). Figur 2, sammenhengen mellom fundamentalene og valutakursen Krugmanmodellen har flere implikasjoner som kan brukes til å teste modellen. I tillegg til S-formen på sammenhengen mellom valutakursen og fundamentalene kan det for eksempel vises at valutakursens sannsynlighetsfordeling er U-formet, det vil si at flere observasjoner av valuta- 6 Ved hjelp av teorien for stokastiske differensialligninger kan det vises at løsningen for valutakursen som funksjon av fundamentalene under et målsoneregime er gitt ved e(f) = f + A 1 exp(x0 + A2 exp(x2r), der Xi, X.2, A i og A2 er parametere. For A 1=A2=0 faller denne sammen med løsningen for et regime med flytende kurser. Under et målsoneregime kan det vises at A 1<0 og A2>0, og eksponensialleddene, som reflekterer virkningen av mulige framtidige intervensjoner, virker stabiliserende på valutakursen og trekker likevektsløsningen ned fra 459-linja som er løsningen under flytende kurser.

58 134 kursen er å finne i nærheten av målsonens grenser enn i nærheten av sentralkursen. En spesielt interessant implikasjon av modellen er korrelasjonen mellom valutakursens plassering i målsonen og differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente. Denne korrelasjonen er negativ av følgende årsak: Jo nærmere valutakursen er målsonens øvre grense, det vil si jo svakere valutaen er, desto større er forventet appresiering. Jo større forventet appresiering er, desto mindre er differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente (husk at målsonen er troverdig). Alternativt; jo nærmere valutakursen er målsonens nedre grense, det vil si jo sterkere valutaen er, desto større er forventet depresiering. Jo større forventet depresiering er, desto større er rentedifferansen. Dermed er korrelasjon mellom valutakursens plassering i båndet og rentedifferansen negativ. For en mer detaljert og formell utledning vises til Svensson (1989) 7. Mye av den empiriske målsonelitteraturen har vist at Krugmanmodellens forutsetninger og implikasjoner stemmer dårlig overens med data. Før vi tester Krugmanmodellen med norske data i avsnitt 5 skal vi derfor se litt nærmere på «den annen generasjon» målsonemodeller som har mer realistiske forutsetninger enn Krugmanmodellen og som derfor passer bedre til faktiske observasjoner. 4) Utvidelse av Krugmanmodellen Vi skal nå utvide Krugmanmodellen. Modellene som da framkommer er matematisk kompliserte, men flere viktige resultater er intuitive, og vi skal i det følgende nøye oss med en verbal forklaring. Bert la og Svensson (1991) forlater Krugmanmodellens forutsetning om troverdig målsone og antar at det eksisterer stokastiske devalueringsforventninger (som følger en Wiener- prosess). I Bertola/Svenssonmodellen svekkes valutaen momentant ved en økning i devalueringsforventningene (av samme årsak som når valutaen svekkes momentant i Krugmanmodellen når valutakursen i båndet forventes d depresiere). Det mest interessante i Bert la/svensson- modellen er sammenhengen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i målsonen. I Krug- 7 Svensson (1989) forutsetter at usikret renteparitet er oppfylt under den formelle utledningen av resultatet. Det er imidlertid absolutt mulig A tenke seg negativ korrelasjon mellom valutakursen og rentedifferansen selv om dette ikke er tilfellet. Usikret renteparitet, som sier at differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente skal være lik forventet endring i valutakursen, er mye testet og diskutert i litteraturen. Se for eksempel Froot og Thaler (1990) og Hodrick (1987) for en oversikt. Holden, Kolsrud og Vikøren (1993) og Vikøren (1993) er nye norske bidrag til denne debatten.

59 135 manrnodellen var denne korrelasjonen negativ; jo svakere valutaen var i båndet, desto større var forventet appresiering, og desto mindre var rentedifferansen. Denne effekten finner vi igjen også i Bertola/Svenssonmodellen. En økning i devalueringsforventningene trekker imidlertid alene i retning av økt rentedifferanse slik at korrelasjonen mellom rentedifferansen og devalueringsforventningene er positiv. Dersom vi observerer en stigende (depresierende) valutakurs i båndet samtidig som devalueringsforventningene øker, er det dermed fullt mulig at datamaterialet viser en positiv korrelasjon mellom rentedifferansen og valutakursen. Dette er vist i figur 3. Linja k viser sammenhengen mellom rentedifferansen og valutakursen i båndet for gitte devalueringsforventninger. Anta at vi er i punkt 1 initialt. Anta videre at valutaen depresierer i båndet. Det gir økte appresieringsforventninger, og rentedifferansen reduseres. Vi havner i punkt 2. Overgangen fra punkt 1 til punkt 2 representerer den negative sammenhengen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet i Krugmanmodellen. Anta imidlertid nå at devalueringsforventningene øker samtidig som valutaen svekkes i båndet. økte devalueringsforventninger leder isolert sett til høyere rentedifferanse, og i modellen gir dette et skift i sammenhengen mellom rentedifferansen og valutakursen. Linja k skifter til kk, og vi havner i punkt 3. I dette tilfellet er effekten av devalueringsforventningene større enn effekten av økte appresieringsforventninger i båndet. Bert la/svensson- modellen impliserer dermed en korrelasjon mellom rentedifferansen og valutakursen som kan være positiv og negativ. Differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente Figur 3, sammenhengen mellom valutakursen og rentedifferansen

60 136 Den empiriske litteraturen gir en uklar sammenheng mellom rentedifferansen og valutakursen. For noen målsoner er korrelasjonen negativ, mens den er positiv for andre. Dette varierer også sterkt over tid. En for klaring pd dette kan da være at for perioder med positiv korrelasjon dominerer devalueringsforventningene, og for perioder med negativ korrelasjon er devalueringsforventningene små slik at forventet valutakursendring i båndet dominerer. For en nærmere oversikt over empiriske resultater vises til Flood, Rose og Mathieson (1992) og Svensson (1992a). Vi skal til slutt i dette avsnittet kort omtale Lindberg/Söderlind- modellen. Lindberg og Söderlind (1992) utvider Bertola/Svensson- modellen og innfører intramarginale intervensjoner, det vil si at sentralbanken i tillegg til d intervenere når valutakursen tangerer en av målsonens grenser, også intervenerer når valutakursen befinner seg i selve målsonen. Dette impliserer at flere observasjoner av valutakursen er d finne i nærheten av sentralkursen enn i nærheten av målsonens grenser. Dermed er valutakursens sannsynlighetsfordeling omvendt U-formet (i motsetning til Krugmanmodellen der valutakursens sannsynlighetsfordeling er U- formet). I tillegg kan korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet være positiv og negativ som i Bert la/svensson- modellen. Lindberg/Söderlind- modellen passer bedre til data enn både Krugman- og Bertola/Svensson- modellen. Lindberg/Söderlind- modellen, som må sies A. være den mest «oppdaterte» målsonemodellen, er matematisk meget komplisert, og for nærmere utdypning vises til Lindberg og Söderlind (1992). 5) Testing av målsonemodellene med norske data Vi skal nå se nærmere pd i hvilken grad målsonemodellene stemmer overens med norske data. Den mest populære metoden til d teste målsoners troverdighet er Svenssons «simple test» og ulike varianter av denne. Testen har fått navn etter Svensson (1991), men er egentlig først formulert og brukt av Grønvik (1986); et av de første bidragene til målsonelitteraturen. Anta usikret renteparitet slik at (5.1) p(t,t) = E t[e(t + t)] e(t), der p(t,t) er differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente med løpetid T. Jo større forventet depresiering er, desto større er rentedifferansen. Maksimal rentedifferanse forenlig med troverdig målsone framkommer nål - forventet framtidig valutakurs er lik målsonens øvre grense. Tilsvarende er

61 137 den minste rentedifferanse forenlig med troverdig målsone gitt ved at forventet framtidig valutakurs er lik målsonens nedre grense. Dermed er minste og største rentedifferanse forenlig med troverdig målsone gitt ved (5.2) p(t,t)max = e0 e(t) og p(t,t)min = en e(t). Dersom faktisk rentedifferanse allikevel skulle vise seg å være større enn p(t,t)., må det skyldes at aktørene har devalueringsforventninger, det vil si at de forventer en økning i sentralkursen, og målsonen er ikke troverdig. Tilsvarende må det eksistere revalueringsforventninger hvis faktisk rentedifferanse er mindre enn p(t,t) min. For nærmere detaljer og problemer angående denne testen vises til Grovik (1986) og Svensson (1991). Flood, Rose og Mathieson (1991) bruker metoden på EMS-data og finner at EMS- regimet over lengre perioder ikke har vært troverdig. Ved å ta utgangspunkt i Svenssons «simple test» kan vi illustrere i hvilken grad den norske målsonen har vært troverdig. Figur 4 viser intervallet for maksimal tre måneders rentedifferanse forenlig med troverdig målsone (tynne streker) og faktisk tre måneders rentedifferanse (tykk strek) 8. Figur 4, Svenssons «simple test» for troverdighet, tre måneders løpetid Som det fremgår av figur 4 var periodene september april 1986, november februar 1987 og september november 1988 preget av devalueringsforventninger. For disse periodene var differansen mellom norsk og utenlandsk rente større enn hva som var forenlig med en depresiering av kronen i båndet og må skyldes en forventet økning i sentralkursen. 8 Den utenlandske renten er et veid gjennomsnitt av rentene til landene som inngår i valutakursindeksen.

62 138 Fra oversikten over husker vi devalueringen i mai Figuren viser at kronen ikke var troverdig i perioden i forkant av denne devalueringen. Figur 5 viser det samme som figur 4, men for en måneds rentedifferanse. Også for en måneds løpetid var store deler av perioden september april 1986 preget av devalueringsforventninger og viser et noenlunde tilsvarende bilde som for tre måneders løpetid. Figur 5, Svenssons «simple test» for troverdighet, en måneds løpetid En annen metode til å teste målsoners troverdighet er blitt foreslått av Bertola og Svensson (1991). De tar utgangspunkt i at forventet endring i valutakursen kan deles i to; forventet endring i valutakursens plassering i båndet og forventet endring i sentralkursen (forventet devaluering). Ved å anta usikret renteparitet slik at differansen mellom innenlandsk og utenlandsk rente er lik total forventet endring i valutakursen, har vi at (5.3) p(t,t) = Ase + Axe, der Ase er forventet endring i (logaritmen til) sentralkursen og Axe er forventet endring i valutakursens plassering i båndet (slik at x=e-c). Bertola og Svensson argumenter for at det er mulig å estimere forventet endring i valutakursens plassering i båndet, Xe. Dermed kan forventet devaluering estimeres når rentedifferansen er gitt 9. Figur 6 viser estimerte devalueringsforventninger for tre måneders løpetid (en måneds løpetid viser et noenlunde tilsvarende bilde og er utelatt). Vi ser at devalueringsforventningene var store i perioden For nærmere detaljer angående denne estimeringsmetoden vises til Bertola og Svensson (1991) og referansene i Svensson (1992a).

63 139 Figur 6, estimerte devalueringsforventninger, tre måneders løpetid Hvis vi sammenligner disse to metodene til d teste målsoners troverdighet, ser vi at Svenssons «simple test» slår ut spesielt for perioden fra slutten av 1984 til begynnelsen av Fra innledningen og figur 1 husker vi at i denne perioden var båndet smalere enn for de andre periodene. For en gitt rentedifferanse indikerer Svenssons «simple test» at målsonen er mindre troverdig desto smalere båndet er. Gitt at Svenssons «simple test» indikerer at målsonen ikke er troverdig, kan vi være temmelig sikre pd at devalueringsforventninger (eventuelt revalueringsforventninger) faktisk eksisterer. Imidlertid har testen lav styrke slik at i mange tilfeller vil det eksistere devalueringsforventninger uten at testen klarer d påvise dette. Når vi estimerer devalueringsforventningene ved den andre metoden, ser vi i figur 6 at utslagene er spesielt store for perioden fra midten av 1986 til slutten av En bor derfor bruke begge metodene over når en tester målsoners troverdighet. Et problem med d estimere devalueringsforventningene med den siste metoden er imidlertid at estimeringen av forventet kursendring i båndet ikke er triviell (se referansene over for nærmere detaljer). Andre norske studier finner noenlunde de samme resultatene for den norske kronens troverdighet. Grønvik (1986) viser at den norske valutakurspolitikken ikke var troverdig fra oktober 1984 og ut Lysebo og Mundaca (1992) finner at den norske valutakurspolitikken ikke var troverdig i perioden oktober juni Holden og Vikøren (1994) viser at aktørene i de nordiske valutamarkedene hadde betydelige devalueringsforventninger i perioden En implikasjon av Krugmanmodellen var negativ korrelasjon mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet. Jo mer depresiert

64 140 valutaen var i båndet, desto større var forventet appresiering, og desto mindre var rentedifferansen. Dette forutsatte imidlertid at målsonen var troverdig. Ved devalueringsforventninger viste vi i avsnitt 4 at denne korrelasjonen kunne være positiv (Bertola/Svensson- modellen). I tabell 1 er korrelasjonskoeffisienten mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet oppgitt for fire perioder. Hvis vi ser på perioden januar september 1990, er korrelasjonskoeffisienten omtrent lik null for både en og tre måneders løpetid. Sett hele perioden under ett, stemmer derfor norske data dårlig overens med Krugmanmodellen. Hvis vi derimot ser pd ulike delperioder, forandrer dette bildet seg noe. Svenssons «simple test» i figur 4 indikerer at for periodene januar desember 1983 og januar september 1990 kan en ikke forkaste at den norske målsonen er troverdig på tre måneders løpetid. Av tabell 1 ser vi at korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet er negativ for begge disse periodene. Figur 4 viser også at i perioden september april 1986 var kronen ikke troverdig, og i tabell 1 ser vi at korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i bandet er positiv for denne perioden. Vi ser dermed at for tre mdneders løpetid stemmer norske data godt overens med den enkle målsonemodellen i periodene modellens forutsetninger kan antas å were oppfylt (ved Svenssons «simple test»). Tabell Korrelasjon, tremåneders rentedifferanse og valutakursen t-verdi (0.056) (-2.005**) (0.833) (-2.102**) Korrelasjon, enmåneds rentedifferanse og valutakursen t-verdi (-0.330) (-1.754*) (-0.541) (1.142) * markerer at nullhypotesen, ingen korrelasjon, forkastes på 10% nivå, ** på 5% nivå For en måneds løpetid kan en ikke forkaste at målsonen var troverdig hverken for perioden januar desember 1983 eller for perioden januar september For den første av disse to periodene er korrelasjonen negativ, mens korrelasjonen er positiv for den andre perioden. Vi skal imidlertid legge merke til at de signifikante koffelasjonskoeffisientene har

65 Figur 7, sammenhengen mellom valutakursen og intervensjoner, oktober juni Figur 8, sammenhengen mellom valutakursen og intervensjoner, juli februar 1990 «riktige» fortegn og indikerer negativ sammenheng mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet i perioder hvor en ikke kan forkaste at kronen er troverdig. Hvis vi ser på Norges Banks intervensjoner, er det spesielt to perioder som skiller seg ut. Perioden oktober juni 1988 intervenerte sentralbanken først og fremst marginalt, det vil si da valutakursen var nær en av målsonens grenser. Dette innebar store svingninger i valutakursindeksen, noe som kommer klart fram av figur 7. Norges Bank solgte valuta (negative intervensjoner i figuren) da kroneindeksen var nær båndets øvre grense, kjøpte valuta da indeksen var nær båndets nedre grense og foretok ingen intervensjoner da indeksen var i nærheten av sentralkursen. Forut-

66 142 setningen i Krugmanmodellen om kun marginale intervensjoner var dermed noenlunde oppfylt for denne perioden. Perioden juli februar 1990 var derimot først og fremst preget av intramarginale intervensjoner (figur 8). Sentralbanken intervenerte da kroneindeksen var i nærheten av sentralkursen slik at svingningene var små. Intervensjonene for denne perioden brøt derfor med forutsetningene i Krugmanmodellen. Valutakursindeksen for disse to periodene kan også identifiseres i figur 1 der den for perioden etter devalueringen i mai 1986 til slutten av 1988 svingte mye i båndet. I den påfølgende perioden var indeksen derimot meget stabil rundt sentralkursen med små svingninger. Perioden før 1986 er det vanskelig å identifisere klare mønstre i intervensjonene, som var både marginale- og intramarginale. 6) Oppsummering Vi har over gjort rede for grunntrekkene i Krugmanmodellen og noen av dens testbare implikasjoner. Under forutsetning av at målsonen er troverdig og at sentralbanken kun intervenerer når valutakursen tangerer målsonens grenser, viste vi at sammenhengen mellom valutakursen og fundamentalene har en ikke-lineær S-form og at korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i målsonen er negativ. I tillegg er valutakursens sannsynlighetsfordeling U- formet. Empiriske undersøkelser viste imidlertid at modellens implikasjoner i lange perioder stemmer dårlig overens med data. Bert la og Svensson (1991) innfører stokastiske devalueringsforventninger. Det medfører at korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet kan være positiv eller negativ. Dette kan da forklare den varierende empiriske korrelasjonen. En tolkning er da at korrelasjonen er negativ i de perioder målsonen har vært troverdig, mens den er positiv for perioder der devalueringsforventninger eksisterer. Lindberg og Söderlind (1992) innfører intramarginale intervensjoner i tillegg til devalueringsforventninger. Modellen kan da forklare både den varierende empiriske korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet og den omvendt U- formede sannsynlighetsfordelingen til valutakursen. Til slutt sammenlignet vi norske data med målsonemodellene. Spesielt sa vi pd ulike perioder der Svenssons «simple test» ikke forkastet at den

67 143 norske kronen er troverdig. For disse periodene fant vi at korrelasjonen mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet var negativ (for tre måneders termin). Dette resultatet stemte godt overens med målsonemodellen. For periodene da kronen derimot ikke var troverdig, fant vi en positiv korrelasjon mellom rentedifferansen og valutakursens plassering i båndet. Vi fant altså at Krugmanmodellen stemte ganske godt med norske data for de periodene som modellens forutsetninger kunne antas å were oppfylt. 5 - NOT

68 144 Referanser: Bertola, G. and Svensson, L. E. O. (1991) «Stochastic devaluation risk and the empirical fit of target zone models», NBER, Working Paper, No Flood, R. P., Rose, A. K. and Mathieson, D. J. (1991) «An empirical exploration of the exchange-rate target-zones», Carnigie-Rochester Conference Series on Public policy, 35, pp Froot, K. A. and Obstfeld, M. (1989) «Exchange rate dynamics under stochastic regime shifts: a unified approach», NBER, Working Paper, No Froot, K. A. and Thaler, R. H. (1990) «Anomalies; Foreign exchange», Journal of Economic Perspectives, vol. 4, No. 3, pp Grønvik, G. (1986) «Valutaterminmarkedet: Er bankenes utlånsvekst resultat av en stor etterspørsel etter kroner på termin- eller er det kanskje omvendt?», SosialOkonomen, nr. 6. Hodrick, R. J. (1987) «The empirical evidence on the efficiency of forward and futures foreign exchange markets», Harwood Academic Publishers. Holden, S., Kolsrud, D. and Vikøren, B. (1993) «Testing uncovered interest parity: Evidence and some Monte Carlo simulations», Norges Bank, Arbedsnotat nr. 1993/2. Holden, S. and Vikøren, B. (1994) «Interest rates in the nordic countries: Evidence based on devaluation expectations», Scandinavian Journal of Economics, vol. 96, no. 1, pp Krugman, P. (1991) «Target zones and exchange rate dynamics»,quarterly Journal of Economics, August 1991, 106, Lindberg, H. and Søderlind, P. (1992) «Target zone models and the intervention policy: the swedish case», Seminar Paper No. 496, Institute for International Economic Studies, Stockholm. Lysebo, T. A. and Mundaca, B. G. (1992) «Does the credibility of the exchange rate depend om the width of the target zone?», Norges Bank, Arbeidsnotat nr. 1992/5. Norges Bank (1989) «Norske kredittmarkeder: Norsk penge- og kredittpolitikk», Norges Banks skriftsserie nr. 17. Norges Bank (1992) «Penger og Kreditt», 1992/3. Norges Bank (1993) «Penger og Kreditt», 1993/1. Sutherland, A. (1993) «Monetary and real shocks and the optimal target zone», Upublisert notat, York University. Svensson, L. E. 0. (1989) «Target zones and interest rate variability» Seminar paper no. 457, Institute for International Economic Studies, University of Stockholm. Svensson, L. E. 0. (1991) «The simplest test of target zone credibility», IMF-Staff Papers, 38, pp and CEPR, Discussion Paper, no Svensson, L. E. 0. (1992a) «An interpretation of recent research on exchange rate target zones», Journal of Economic Perspectives, Vol. 6. No. 4, pp Svensson, L. E. 0. (1992b) owhy exchange rate bands? Monetary independence in spite of fixed exchange rates», CEPR, Discussion Paper, no Vikøren, B. (1993) «The relationship between Norwegian and foreign money market rates», Norges Bank, Arbeidsnotat nr. 2.

69 145 BOKANMELDELSE Wojciech W. Charemza og Derek F. Deadman: New Directions in Econometric Practice, Edward Elgar, Aldershot, Wojciech W. Charemza og Derek E Deadmans økonometribok er beregnet pd viderekommende studenter og anvendte økonomer som ikke er spesialister innen økonometri. Den skiller seg fra andre lærebøker i økonometri ved at hovedvekten av fremstillingen legges pd metoder for analyse av tidsrekkedata utviklet de siste årene. Mange av emnene som dekkes, er utelatt fra vanlige lærebøker, eller blir bare såvidt nevnt. Et annet særtrekk ved boken er at det gis detaljerte eksempler på anvendelser av metodene som gjennomgås, for å gi leseren innblikk i praktisk bruk av økonometri. I de empiriske eksemplene til hvert kapittel benyttes estimeringsprogrammet PC-Give til d analysere data fra konsumstudien til Davidson, Hendry, Srba og Yeo (1978) (DHSY) på britiske data. Metodologien i denne artikkelen har hatt stor innflytelse på senere empiriske studier og teoriutviklingen innen tidsrekkeøkonometri. Kapittel 3 inneholder en bred gjennomgang av konsumarbeidet til DHSY. Kapittelet starter med d gjøre rede for teorier for konsumatferd og hvordan teoriene kan operasjonaliseres økonometrisk ved bruk av en modell med tilpasningskostnader («partial adjustment» modellen) og en modell hvor konsumentene har adaptive forventninger. Her synes jeg omtalen av «partial adjustment» modellen blir svært knapp. I tillegg begås det en liten formell feil på side 38, hvor det hevdes at de to modellene har identisk struktur. I begge spesifikasjonene avhenger konsumet av løpende inntekt og den tilbakedaterte verdien av konsumet. Som vist pd side 36-38, er imidlertid restleddet i en modell med adaptive forventninger autokorrelert dersom restleddet i «partial adjustment» modellen oppfyller de vanlige forutsetningene. DHSY-studien presenteres i kapittel 3.3. Det gis en god diskusjon av feiljusteringsmodellen, som fikk sitt gjennombrudd med DHSY. Dette er nå trolig den mest benyttede spesifikasjonen i analyser av tidsrekkedata. Feiljusteringsmodellen kjennetegnes ved at

70 146 endringen i den endogene variabelen avhenger av endringen i forklaringsvariablene og et ledd som korrigerer for avviket fra en langsiktig likevektssammenheng mellom variablene i foregående periode. De empiriske eksemplene til kapittel 3 er klargjørende, og det gis gode forklaringer av testene (spesielt testene for parameterstabilitet) som rapporteres i regresjonsutskriftene. I forbindelse med estimering av modellen med adaptive forventninger synes jeg imidlertid forfatterne (igjen) har et lettvint forhold til restleddsforutsetningene. Det blir ikke kommentert at minste kvadraters (MK) estimatene for parametrene i denne modellen er inkonsistente (på grunn av autokorrelasjonen i restleddet). Et av hovedbidragene til DHSY på metodologisiden var at en økonometrisk analyse utført på tidsrekkedata bør ta utgangspunkt i en generell spesifikasjon med hensyn til valg av forklaringsvariable og lag-struktur. Denne modellen forenkles så til en enkel spesifikasjon pd bakgrunn av t- og F-tester på parametrene i den generelle modellen. En slik modelleringsstrategi gar under navnet «General to specific»-modellering og er temaet for kapittel 4. I kapittel 4.1 vises det at en rekke dynamiske spesifikasjoner er spesialtilfeller av en autoregressiv distribuert lag modell, og at feiljusteringsmodellen er en reparametrisering av denne modelltypen. Til tross for at boken er pd 370 sider, er det imidlertid ikke avsatt plass til tolkning av disse modellene og deres dynamiske egenskaper. Kapittel 4.3 gir et instruktivt eksempel pd «general to specific» modellering med bruk av DHSY-dataene. Kapittel 5 inneholder en innføring i kointegrasjonsanalyse (analyse av langsiktige sammenhenger mellom ikke-stasjonære variable), som ble innført i tidsrekkeøkonometrien på midten av 1980-tallet. Som påpekt i boken, er kointegrasjonsanalysen «regarded by many econometricians as the most important recent development in empirical modelling». (side 116). Kapittel 5.1 inneholder en grei oversikt over ikke-stasjonære (eller integrerte) prosesser, men presentasjonen av ulike integrasjonstester og sammenhengen mellom dem i kapittel 5.3 er til dels uklar og dårlig knyttet til kapittel 5.1. Testene for sesongvis integrasjon beskrevet pd side er antakelig for kompliserte for den målgruppen forfatterne Ønsker d nå med boken. Forklaringen av kointegrasjonsbegrepet og sammenhengen mellom kointegrasjon og feiljusteringsmodeller i kapittel 5.4. er imidlertid klar og presis. Dette gjelder også presentasjonen av kointegrasjonstester i kapittel 5.5, med ett unntak. Et viktig resultat fra kointe-

71 147 grasjonsteorien er at MK-estimatene fra statiske regresjonslikninger, under rimelige forutsetninger, er konsistente estimater for kointegrasjonsparametrene selv om relevant dynamikk er utelatt og høyresidevariablene er endogene. Dette resultatet, som ikke er trivielt, blir ikke forklart. I kapittel 5.6 diskuteres metoder for modellering av kointegrerte variable ved feiljusteringsmodeller. En mulighet er å estimere feiljusteringsmodeller ved tradisjonelle estimeringsmetoder. Denne fremgangsmåten er Charemza og Deadman skeptiske til. Isteden anbefales en to-trinns prosedyre foreslått av Engle og Granger (1987). Pd bakgrunn av Monte-Carlo simuleringene i Banerjee et al. (1986), vil nok de fleste tidsrekkeøkonometrikere være uenige i forfatternes vurdering på dette punktet. I kapittel 6 om VAR-modeller gis en kort innføring i Johansen-metoden, som i dag regnes for d være den dominerende metoden for analyse av kointegrasjon. Denne delen av boken vil nok fortone seg som svært vanskelig for den leserkretsen boken er tiltenkt. En bedre introduksjon til metoden er dessuten gitt i Johansen og Juselius (1990). Jeg synes vurderingen av Johansen-metoden mot to-trinnsmetoden til Engle og Granger på side 201 er uklar og, på enkelte punkter, misvisende. Diskusjonen av optimal lag-lengde i VAR-modellen på side må vel kunne karakteriseres som villedende. I kapittel 7 gjøres det rede for ulike eksogenitetsbegreper samt tester for eksogenitet. Fremstillingen i dette kapittelet er god på de fleste punkter, med klargjørende teoretiske og empiriske eksempler. Det er positivt at sammenhengen mellom eksogenitetsbegrep som omtales i tradisjonelle lærebøker (strikt eksogenitet og predeterminerthet) og nyere begrep (svak eksogenitet og sterk eksogenitet) kommer klart fram. Det gis en grundig forklaring på sammenhengen mellom VAR-modeller og strukturelle feiljusteringsmodeller, samt under hvilke forutsetninger estimering av enkeltrelasjoner i et system gir effisient inferens om kointegrasjon. Diskusjonen av invarians/autonomi av økonometriske relasjoner og Lucas-kritikken i kapittel 7.3 er også god. Kapittel 8 omhandler modellutvelgelsesprosedyrer og testing av konkurrerende økonometriske modeller mot hverandre testing av «encompassing». En modell A «encompasser» en konkurrerende modell B dersom A forklarer egenskapene til B. I dette kapittelet legges hovedvekten på testing av ikke-nestede hypoteser. Denne testtypen er imidlertid mest aktuell når modellene som evalueres er estimert med en eller flere ulike

72 148 høyresidevariable i utgangspunktet. I kapittel 4 er det argumentert for at modelleringsprosessen bør starte ut fra en generell modell, som inneholder flest mulig av de relevante forklaringsvariablene. Med en slik strategi er det mest naturlig A teste for «encompassing» ved a benytte vanlige F- tester. Den forenklede likningen «encompasser» den generelle modellen dersom F-testen for de pålagte restriksjonene er insignifikant, slik at den enkle modellen ikke forklarer signifikant mindre av variasjonen i data enn den generelle spesifikasjonen. Omtalen av slik testing i forbindelse med «encompassing» (side 192) er, såvidt jeg kan se, misvisende. Det er også en svakhet ved dette kapittelet at det empiriske eksempelet er un0-- dig komplisert. Alt i alt er det undertegnedes vurdering at boken til Charemza og Deadman er for ujevn og inneholder for mange formelle feil til at den kan anbefales som en innføring i moderne tidsrekkeøkonometri. Bjorn E. Naug Statistisk sentralbyrå Referanser: Davidson, J.H., D.F. Hendry, F. Srba og S. Yeo (1978): «Econometric modelling of the aggregate time- series relationship between consumers' expenditure and income in the United Kingdom». The Economic Journal 88, Banerjee, A., J.J. Dolado, D.F. Hendry og G.W. Smith (1986): «Exploring equilibrium relationships in econometrics through static models: Some Monte Carlo evidence». Oxford Bulletin of Economics and Statistics 48, Engle, R.F. og C.W.J. Granger (1987): «Co-integration and error correction: Representation, estimation, and testing». Econometrica 55, Johansen, S. og K. Juselius (1990): «Maximum likelihood estimation and inference on cointegration With applications to the demand for money». Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52,

73 149 ARTIKKELFORFATTERE I DETTE NUMMER Guttorm Schjelderup er førsteamanuensis ved Norges Handelshøyskole (NHH). Han har siviløkonomeksamen (1985), Høyere Avdelings Eksamen (1987), samt doktorgraden i samfunnsøkonomi (1991) fra NHH. Schelderup har arbeidet flere år i forskningsavdelingen til Verdensbanken samt vært Visiting Scholar ved University of Cambridge, England. Nils Martin StOlen er cand. oecon fra 1980 og dr. polit. fra Han arbeider med analyser av arbeidsmarkedet i Forskningsavdelingen i Statistisk sentralbyrå. Tom Bernhardsen, cand. oecon Universitetet i Oslo 1988, er stipendiat ved Stiftelsen for samfunns- og næringslivsforskning.

74 150 English Summary Guttorm Schelderup CAPITAL INCOME TAXATION AND EFFICIENCY IN AN OPEN ECONOMY The increased integration of western economies and the creation of the EC's internal market have raised the question of whether national tax systems should be co-ordinated. The desire for tax coordination is motivated partly by efficiency considerations and partly by the fear of tax competition. The purpose of this paper is to study international co-ordination of capital income taxation with the aim of improving global efficiency. In particular, the paper examines how taxes on corporate income and savings should be set to achieve an efficient allocation of savings and investments internationally. Nils Martin Stølen THE POSSIBILITIES WITH THE NORWEGIAN SYSTEM OF WAGE FORMATION TO OBTAIN A SUSTAIRED INCREASE IN EMPLOY- MENT IN NORWAY Trade unions are important in the Norwegian system of wage formation and cause real wages to be relatively rigid downwards. The economy therefore needs several years to restore equilibrium in the labour market after a negative shock. In this situation an expansive fiscal policy may increase employment, even in the long run. The scope for such a policy is limited, but may be widened through an income policy giving lower wage increases. A system of wage formation almost functioning like a central one makes this possible, but local elements may create some problems. Tom Bernhardsen EXCHANGE RATE TARGET ZONE THEORY This paper surveys the most important models within the new exchange rate target zone theory. After a brief review of the Norwegian exchange rate system from 1945 to 1994, the basic target zone model, the Krugman model, is examined. The Krugman model has to a large extent been rejected by data. Therefore, the Krugman model is extended with more realistic assumptions and the new resulting models suit data better. Finally, the Norwegian target zone is tested against the theories.

75 VEILEDNING FOR BIDRAGSYTERE 1. Norsk økonomisk Tidsskrift tar sikte pd d trykke økonomiske artikler både av empirisk og teoretisk art. Tidsskriftet tar imidlertid ikke sikte på å bringe teknisk høyt spesialiserte bidrag med en begrenset leserkrets. Rent teoretiske artikler bør enten være oversikter der forfatteren gir en innføring av allmen interesse, eller de bør være rettet mot en konkret problemstilling av interesse for norske lesere. Tidsskriftet tilstreber forøvrig å være et forum for empiriske studier av norske økonomiske forhold, og for analyse av og debatt omkring norsk økonomisk politikk. 2. Manuskriptet sendes i tre eksemplarer til Sosialøkonomenes forening. Manuskriptet bør generelt ikke være lengre enn 25 maskinskrevne sider. Et sammendrag på ikke over hundre ord legges ved. Sammendraget skal også oversettes til engelsk. Manuskript som er akseptert for publisering ønskes også tilsendt på diskett, merket med navn og koder. 3. Tabeller, figurer, appendikser, fotnoter og referanser bør følge etter selve teksten. I teksten angis omtrentlig hvor tabeller og figurer skal trykkes. 4. Referansene skal ha følgende form: Johansen, L. (1982): Kriser og beslutningssystemer i samfunnsokonomien. Universitetsforlaget, Oslo. Strand, J. (1983): «Structure and Efficiency of Reputational Labor Contracts», Stanford Workshop on Factor Markets, Research Paper No. 46. Isachsen, A. J. og J. T. Klovland (1982): «Pengemengde og inflasjon, hvordan gikk det?», SosialOkonomen 36 Nr. 1, Referanser i teksten skal være til forfatter og årstall, eksempelvis Johansen (1982). 6. Forfattere mottar 20 gratis særtrykk av artikler. Flere særtrykk kan bestilles.

76 Retur: Norsk Økonomisk Tidsskrift Postboks 8872 Youngstorget 0028 OSLO Blad i postabonnement ISSN Trykk: Grafisk Hus as. Bergen