NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT INNHOLD

NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT INNHOLD Side Artikler: LARS-ERIK BORGE OG RAGNAR TORVIK: Ny vekstteori: En smakebit på modellformuleringer og resultater 69 JAN FAGERBERG: Hjemmemarkedets betydning for konkurranseevnen 93 MARIT RØNSEN OG STEINAR STROM: Arbeidstilbudet blant enslige mødre og gifte kvinner 115 Bokanmeldelse 148 Artikkelforfattere i dette nummer 152 English Summary 153 107. ÅRGANG HEFTE 2 1993 Tidligere STATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT Redaktør: Steinar Holden Redaksjon: Rolf Jens Brunstad, Gunnar Bårdsen, Tor Amt Johnsen, Fredrik Carlsen, Knut Anton Mork og Birger Vikoren Produksjonskonsulent Inger Kurds Utgitt av:sosialøkonomenes Forening Leder Frank Myhre Generalsekretær Gerd Buflod Tidsskriftets Postboks 8872 Youngstorget adresse: 0028 OSLO Telefon 22 17 00 35 Telefax: 22 17 31 55 Postgiro: 0813 51 67887 Bankgiro: 6001.05.13408 Abonnementspris kr 230, Studentabonnement kr 160, Enkeltnr. kr 60, inkl. porto Annonsepriser (ekskl. mva.) gjeldende fra 1. januar 1993 1/1 side kr 4.000, 3/4 side kr 3.500, 1/2 side kr 3.000, Abonnement løper til oppsigelse foreligger.

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 108 (1993), 69-72 NY VEKSTTEORI: EN SMAKEBIT PÅ MODELL- FORMULERINGER OG RESULTATER* Av Lars-Erik Borge og Ragnar Torvik Artikkelen presenterer sentrale arbeider i ny vekstteori. De nye teoriene skiller seg fra Solow-modellen ved at kunnskapsproduksjon og teknologiutvikling ikke er eksogene, men et resultat av aktørenes økonomiske disposisjoner. Modellene impliserer at 4Ormingen av den økonomiske politikken har betydning for langsiktig økonomisk vekst, og de gir argumenter for en aktiv nærings- og handelspolitikk. 1. Innledning For bare 10-15 år siden spilte vekstteorien en nærmest betydningsløs rolle i teoretisk økonomisk forskning, og fagfeltet var mer eller mindre i ferd med å dø ut. En vesentlig årsak til dette var fraværet av nye teoretiske innovasjoner siden Robert Solow utviklet den nyklassiske vekstmodellen midt på 1950-tallet (Solow 1956). Følgende sitat, hentet fra Solow (1982,s 246), beskriver tilstanden: «I think there are definite signs that growth theory is just about played out, at least in its familiar form.» Men allerede året etter, i 1983, blåste Paul Romer nytt liv i pasienten. Da leverte han avhandlingen «Dynamic Competitive Equilibria with Externalities, Increasing Returns and Unbounded Growth» ved University of Chicago. Avhandlingen innledet en voksende interesse for økonomisk vekstteori, og allerede på slutten av 1980-tallet var ny vekstteori, eller endogen vekstteori som feltet også benevnes, noe av det heteste innen teoretisk makroøkonomisk forskning. Den nye vekstteorien kjennetegnes ved at kunnskapsproduksjon og teknologiutvikling endogeniseres, dvs at de underlegges ordinære økonomiske lønnsomhetsvurderinger. En konsekvens av dette er at utformingen *) Deler av artikkelen er skrevet under opphold ved Massachusetts Institute of Technology. Takk til NORAS og NAVF for finansiering, til Bjorn Hansen, Karl Ove Moene, Anders Skonhoft, to konsulenter og tidsskriftets redaktør for kommentarer og til Unni Ovesen for hjelp med figurene.

70 av den økonomiske politikken får betydning for den langsiktige vekst-- raten. Teorien fokuserer på at andre faktorer enn fysisk kapital (feks per sonkapital) kan akkumuleres over tid, og at det kan være konstant eller endog stigende utbytte mhp de akkumulerbare faktorene. Sentrale elementer er læringseffekter og forskning og utvikling. Artikkelen pretenderer ikke å gi en fullstendig oversikt over litteraturen. Vi har valgt å gi en fyldigere presentasjon av sentrale arbeider framfor å maksimere lengden på referanselista. I presentasjonen legges det vekt på forklare mekanismer som genererer vekst, samt likheter og forskjeller mellom de ulike modellene. Som en referanseramme gir vi i aysnitt 2 en kort oppsummering av tradisjonell nyklassisk vekstteori. Avsnitt 3 presenterer endogene vekstmodeller som kan betraktes som varianter av den nyklassiske modellen. Avsnitt 4 og 5 diskuterer mer spesielle modeller som fokuserer på hhv læringseffekter og forskning og utvikling. 2. Nyklassisk vekstteori Den nyklassiske vekstmodellen ble introdusert av Solow (1956), og har lenge vært økonomers standard-verktøy i aggregerte analyser av langsiktig økonomisk utvikling. I dette aysnittet gir vi en summarisk presentasjon av Solow-modellen som en referanseramme i diskusjonen av ny vekstteori. Tilbudssiden i økonomien er representert ved en makroproduktfunksjon som er homogen av grad 1 i de to innsatsfaktorene arbeidskraft og kapital. Det som skiller modellen fra tidligere vekstmodeller av Harrod- Domar typen er først og fremst at arbeidskraft og kapital er substituerbare produksjonsfaktorer. Drivkreftene bak vekst er Okt tilgang på de to innsatsfaktorene samt teknisk framgang. Kapital akkumuleres ved at løpende produksjon overstiger konsumet, mens tilgangen på arbeidskraft forutsettes å vokse eksponensielt med rate n uavhengig av økonomiske forhold. Produktfunksjonen skifter over tid pga eksogene tekniske framskritt, men modellen gir ingen forklaring på hvorfor eller hvordan dette skjer. Den teknologiske utviklingen kommer som «manna fra himmelen», dvs uten bruk av ressurser. La m være raten for eksogen teknisk framgang, definert slik at antall effektivitetsenheter arbeidskraft vokser eksponensielt med rate m for et gitt antall fysiske arbeidere. For A lukke modellen må etterspørselssiden modelleres, og det vanligste er å innføre en keynesiansk sparefunksjon hvor konsumentene sparer

71 en konstant andel av inntekten. En mer avansert variant er å innføre Ramsey-konsumenter, dvs konsumenter (med evig liv) som maksimerer framtidig nyttestrøm diskontert med en konstant tidspreferanserate. Fordelen med dette opplegget er at det er mulig å sammenligne markedsløsning og samfunnsøkonomisk optimal tilpasning. I det følgende diskuteres derfor modeller med Ramsey-konsumenter. Det må imidlertid presiseres at i Solow-modellen er den langsiktige vekstraten den samme uansett hvilket opplegg som velges. I steady-state vil nasjonalprodukt, konsum og kapitalbeholdning vokse eksponensielt med rate n+m. De tilsvarende størrelsene pr innbygger vokser eksponensielt med rate m. Det betyr at forutsetningen om eksogen teknisk framgang er kritisk for at modellen skal generere vedvarende vekst i BNP pr innbygger. Den langsiktige veksten i økonomien er, kanskje noe overraskende, uavhengig av konsumentenes tidspreferanserate. Disse resultatene har viktige implikasjoner for virkningene av økonomisk politikk. For det første, den langsiktige vekstraten bestemmes av eksogen befolkningsvekst og eksogen teknisk framgang, og påvirkes derfor ikke av økonomisk politikk som endrer insentivene til sparing og investering. Figur 1 illustrerer virkningen av en politikk som stimulerer sparing og investering på permanent basis. I utgangspunktet er økonomi- Figur 1: En politikkendring som stimulerer sparing og investering på varig basis. Identisk med en permanent reduksjon i konsumentenes tidspreferanserate.

72 en i en steady-state gitt ved vekstbane I, hvor BNP pr innbygger (y) vokser eksponensielt med rate m (lik vekstbanens helning). PA tidspunkt to endres den økonomiske politikken. økonomien gjennomgår en periode med økt kapitalakkumulasjon og raskere vekst illustrert ved den stiplede linja i figur 1. PA lang sikt vil imidlertid økonomien konvergere mot vekstbane II hvor BNP pr innbygger igjen vokser med rate m. En politikkendring som stimulerer sparing og investering gir bare en midlertidig økning i Økonomiens vekstrate, men en permanent økning i BNP pr innbygger. log y Figur 2: En politikkendring som midlertidig svekker insentivene til sparing og investering. to ti Et annet interessant resultat er illustrert i figur 2. økonomien følger i utgangspunktet vekstbane I, men fra to til t 1 føres det en økonomisk politikk som midlertidig reduserer insentivene til sparing og investering («konsumfest»). 2 I dette tidsrommet blir veksten i BNP pr innbygger lavere enn m. Når politikken skifter tilbake, blir vekstraten høyere enn m, og på lang sikt vil økonomien konvergere tilbake mot vekstbane I. En midlertidig «konsumfest» vil med andre ord ikke ha varige konsekvenser for utviklingen i BNP pr innbygger. I Solow-modellen er det ingen eksterne virkninger. Varemarkedet, arbeidsmarkedet og kredittmarkedet fungerer alle som perfekte markeder. Dette impliserer at den markedsbestemte kapitalakkumulasjonen er samfunnsøkonomisk optimal, se Blanchard og Fischer (1989, kap.2) for et 2 Identisk med en midlertidig aning i tidspreferanseraten.

73 formelt bevis. Ethvert offentlig inngrep som stimulerer eller svekker aktørenes insentiver til sparing og investering, gir et velferdstap. En teori som henviser til eksogen teknisk framgang for å forklare vedvarende vekst kan bare gi en begrenset forståelse av økonomiske vekstprosesser. Spesielt sett på bakgrunn av at 'A av observert BNP-vekst må tilskrives den såkalte Solow-residualen. Videre er det opplagt at kunnskaps- og teknologiutvikling i stor grad er økonomisk motivert. Den nyklassiske vekstmodellen representerer derfor ikke grensen for hva økonomisk teori kan bidra med i forståelsen av vekstprosesser. I resten av artikkelen beskriver vi hvordan den nye vekstteorien har brakt oss nærmere (den ukjente) grensen. 3. De forste endogene vekstmodeller Det som kjennetegner ny vekstteori er at teknisk framgang endogeniseres, derav betegnelsen endogen vekstteori. Ny kunnskap og ny teknologi kommer ikke som «manna fra himmelen», men produseres ved bruk av ressurser med alternative anvendelser. Kunnskapsproduksjon og teknologiutvikling blir med andre ord et resultat av aktørenes beslutninger, og underlegges ordinære økonomiske lønnsomhetsvurderinger. I dette aysnittet presenterer vi de første endogene vekstmodeller. Et fellestrekk ved disse modellene er at de bygges rundt en makroproduktfunksjon og en akkumuleringsmekanisme, noe som gir et nært slektskap til Solow-modellen. Det viser seg imidlertid at tilsynelatende små endringer i modellforutsetningene kan gi dramatiske endringer i konklusjonene. Paul Romers doktoravhandling (Romer 1983) bidro til å gi økonomisk vekstteori en ny vår. Deler av avhandlingen er senere publisert i artikkelform (Romer 1986). Det sentrale poenget i disse arbeidene er at positive eksterne virkninger og aggregerte stordriftsfordeler kan være en kilde til vedvarende vekst. Modellen som utvikles er sa kompleks analytisk sett at det til og med er vanskelig A beskrive den asymptotiske vekstraten. For å illustrere Romers ide presenterer vi en forenklet modellversjon, den såkalte AK-modellen utviklet av Rebelo (1991). Produktfunksjonen i bedrift i er gitt ved følgende Cobb-Douglas produktfunksjon: (1) Y = ALffaaK0 0 < a < 1 [3>0

74 Bedriftens produksjon (Y i) er en funksjon av kapitalbeholdningen i bedriften (K 1), sysselsetting (L i) og aggregert kapitalbeholdning (K). Da PO er det positive eksterne effekter mellom bedriftene. Denne eksterne virkningen kan gis ulike begrunnelser. Romer tolker K som kunnskapskapital, og argumenter for at privat kunnskap bare delvis kan holdes hemmelig ved patentering. På denne måten vil kunnskapsøkning i en bedrift Øke produktiviteten i andre bedrifter. En annen tolkning kan være at stor kapitalbeholdning reflekterer et rikt industrielt miljø som produsentene har gjensidig nytte ay. Den enkelte bedrift vil eksempelvis ha fordel av at andre produsenter gir mobile arbeidere opplæring i nytt produksjonsutstyr og nye produksjonsprosesser. Bedriftene er like, og de vil i likevekt ha samme kapitalbeholdning og sysselsetting. Den aggregerte produktfunksjonen er da gitt ved (2). Samlet sysselsetting (L) antas A være konstant over tid. (2) Y = ALaK' -a+p Den aggregerte produktfunksjonen viser tiltakende utbytte mhp skalaen,, skalaelastisiteten er 1+P. Da den enkelte bedrift betrakter aggregert kapitalbeholdning som gitt, er denne ikke-konveksiteten fullstendig ekstern. Modellformuleringen er derfor forenlig med prisfast kvantumstilpasning og perfekt konkurranse. I motsetning til i Solow-modellen ligger den aggregerte produktfunksjonen fast over tid, men for passende parameterverdier kan modellen likevel generere vedvarende vekst i BNP pr innbygger. Betingelsen for vedvarende vekst er at grenseproduktiviteten av kapital alltid er høyere enn konsumentenes tidspreferanserate, se feks Helpman (1992). Dette er ikke tilfelle når 13<a. Da er det avtakende utbytte mhp på kapital, og grenseproduktiviteten konvergerer mot null når kapitalbeholdningen vokser. Den positive eksterne virkningen bidrar til A øke kapitalproduktiviteten, men er for svak til at de kvalitative konklusjonene endres i forhold til Solow-modellen. Dette illustrerer at positive ekstemaliteter ikke er tilstrekkelig for A generere vedvarende vekst. Betydelige eksternaliteter er nødvendig. Modellen har helt andre kvalitative egenskaper når det er konstant eller stigende utbytte mhp den akkumulerbare faktoren, dvs når [3>.oc, men bare i tilfellet hvor Va eksisterer det en steady-state hvor de sentrale makro-

75 Økonomiske variablene vokser med samme konstante rate. La oss se nærmere på løsningen av modellen i dette tilfellet. Modellen lukkes ved A innføre Ramsey-konsumenter som maksimerer framtidig nyttestrøm diskontert med tidspreferanseraten O. Når vi ser bort fra befolkningsvekst gir dette følgende uttrykk for den relative konsumveksten (dc,c,), se Blanchard og Fischer (1989, kap.2): dc (3) =CT (r-9) C, r og CY er hhv realrenten og substitusjonselastisiteten mellom konsum i ulike perioder (forutsettes konstant). Relasjon (3) uttrykker at konsumentene er villige til A redusere konsumet i dag mot A få høyere konsum i framtida bare dersom avkastningen på sparing er høyere enn den subjektive tidspreferanseraten. I en perfekt frikonkurranse-økonomi er realrenten lik kapitalens grenseproduktivitet slik den oppfattes av den enkelte bedrift, dvs (1-a)AL K i-ako. I likevekt har alle bedrifter samme kapitalbeholdning og sysselsetting, og grenseproduktiviteten av kapital kan da omskrives til (1-0)A=(143)A når samlet sysselsetting er normalisert til 1. I steady-state vokser nasjonalprodukt, konsum og kapitalbeholdning med samme konstante rate (g) gitt ved: (4) g = [(143)A-8] Vekstraten er positiv dersom konsumentene er tilstrekkelig tålmodige, dvs dersom 8 er tilstrekkelig lay. Dette viser at positive eksterne virkninger av en viss størrelsesorden kan generere vedvarende økonomisk vekst. Selv om den aggregerte produktfunksjonen ligger fast, vil bedriftenes produktfunksjoner (som funksjoner av K i og L i) skifte over tid. Dette kan tolkes som teknisk framgang på bedriftsnivå. Denne tekniske framgangen er et resultat av aggregert kapitalakkumulasjon, og er derfor et produkt av aktørenes økonomiske disposisjoner. Dette i motsetning til Solow-modellen, hvor all teknisk framgang er eksogen. Modellen gir helt andre prediksjoner enn tradisjonell nyklassisk vekstteori. Dette ses ved A sammenlikne figur 3 med figur 1 og 2. I figur 3 har vi illustrert virkningene av en økonomisk politikk som svekker insentivene til sparing og investering. økonomien befinner seg i utgangspunktet

76 på vekstbane I. På tidspunkt to endres den økonomiske politikken. Dersom politikk-endringen er varig, vil økonomien følge bane II hvor både vekstrate og BNP pr innbygger er lavere enn på den initiale vekstbanen. Dersom politikk-endringen er midlertidig, følger økonomien bane III etter tidspunkt t 1. Langs bane III er vekstraten den samme som langs bane I, men nivået på BNP pr innbygger er lavere. To viktige forskjeller i forhold til Solow-modellen er altså: (i) En økonomisk politikk som svekker insentivene til sparing og investering gir varig reduksjon i vekstraten. (ii) En midlertidig «konsumfest» gir varig reduksjon i BNP pr innbygger. Disse resultatene er standard i ny vekstteori, og de retter ny oppmerksomhet mot sparing og investering som viktige determinanter for den langsiktige vekstraten. I den forstand har den nye teorien mer til felles med modeller av Harrod-Domar typen enn med tradisjonell nyklassisk vekstteori. log y, - HI... - - n Figur 3: Politikkendringer som svekker insentivene til sparing og investering. to t i Et viktig resultat er at markedsløsningen skissert over ikke er samfunnsøkonomisk optimal. Det skyldes at markedsrenten ikke reflekterer den samfunnsøkonomiske kapitalproduktiviteten A, men kapitalens grenseproduktivitet slik den oppfattes av den enkelte bedrift. Den optimale vekstraten er gitt ved: (5) g* = [A-0] Det framgår av (4) og (5) at markedet genererer mindre kapitalakkumulasjon og lavere vekst enn det som er samfunnsøkonomisk optimalt.

77 Det skyldes at de positive ekstemalitetene slår en kile mellom samfunns- Økonomisk og bedriftsøkonomisk kapitalavkastning. Dette resultatet har viktige implikasjoner for økonomisk politikk. En bokstavelig tolkning er at alle investeringsprosjekter genererer positive eksterne virkninger. Dette innebærer at ethvert offentlig tiltak som stimulerer investering er velferdsforbedrende. En mer realistisk tolkning synes å være at noen prosjekter, men ikke alle, gir opphav til positive ekstemaliteter. Generell stimulering av investeringer blir da et lite treffsikkert virkemiddel siden det ikke diskriminerer mellom ulike prosjekter. Velferdseffekten er usikker fordi stimulering av ikke-ekstemalitets-genererende prosjekter isolert sett gir et velferdstap. En optimal økonomisk politikk betyr at myndighetene må «velge vinnere» i populasjonen av prosjekter. Vi har sett at betydelige ekstemaliteter kan generere vedvarende vekst, men hvor realistisk er det egentlig at p=a? La oss først tolke modellen bokstavelig, a kan da estimeres som lønnskostnadenes andel av BNP, dvs at 0.7 ikke er et urealistisk anslag. Dette anslaget impliserer at den samfunnsøkonomiske kapitalavkastningen er omtrent tre ganger den bedriftsøkonomiske. Dette kan synes urealistisk, men eksisterende empiriske analyser gir faktisk en viss støtte. Mansfield m.fl. (1977) og Scherer (1982) finner at den samfunnsøkonomiske avkastningen av investerinilforskning og utvikling er mer enn dobbelt sa høy som den bedriftsøkonomiske. Med den vide tolkningen av kapital som Romer legger til grunn, er det altså ikke helt usannsynlig at positive ekstemaliteter kan være en selvstendig kilde til vekst. En alternativ tolkning av Romers modell er at flere typer kapital kan akkumuleres, og at det samlet sett er konstant utbytte mhp de akkumulerbare faktorene. Lucas (1988) formulerer en modell som kan tolkes innenfor denne rammen. Han antar at både personkapital (human capital) og realkapital kan akkumuleres. I diskusjonen av modellen er det greit å ta utgangspunkt i produktfunksjonen gitt ved (6). (6) Y = A [uhl]aki -a hš 0<a<1 y>0 I (6) betegner h personkapital og er en indikator på arbeidernes produktivitet. L er antall arbeidere, mens u er andelen av aktørenes tidsbudsjett som anvendes til lønnet arbeid. Hakeparentesen gir altså uttrykk for effektivt arbeidstilbud. Tolkningen av det siste leddet er at en økning i

78 gjennomsnittlig personkapital (ha) øker produktiviteten til de øvrige innsatsfaktorene. Dette representerer samme type effekt som ekstemaliteten mellom bedrifter i Romers modell. Konsumentene allokerer tidsbudsjettet mellom lønnet arbeid og ulønnet aktivitet, feks skolegang, som øker arbeidsproduktiviteten. Lønnet arbeid virker ikke produktivitetshevende, det er med andre ord ingen læringseffekter. 3 Den relative veksten i arbeidernes produktivitet (dhih t) antas å være proporsjonal med andelen av tidsbudsjettet som allokeres til produktivitetshevende virksomhet. (7) dh --r- = 8 (1 - u) 8>0 h, Relasjon (7) impliserer at personkapital på en eller annen måte overføres fra eldre til yngre generasjoner'', noe som er mer rimelig enn at hver generasjon starter på bar bakke. Lucas beskriver prosessen slik (s 19): «...I will emphasize again and again: that human capital accumulation is a social activity, involving groups of people in a way that has no counterpart in the accumulation of physical capital.» Dette representerer en eksternalitet mellom generasjoner, i motsetning til ekstemaliteten innen generasjoner beskrevet foran. Et nærliggende eksempel pd en slik eksternalitet mellom generasjoner (av økonomer) er at Lucas opplagt har dratt nytte av at Gary Becker introduserte personkapital i økonomisk teori (Becker 1963). En stadig økning i personkapitalen gjør arbeiderne mer produktive, og det er denne mekanismen som driver vekstprosessen. Rent mekanisk virker økt h på samme måte som arbeidskraftsutvidende teknisk framgang i Solow-modellen. Den sentrale forskjellen er at teknisk framgang er eksogen i Solow-modellen, mens investering i personkapital er et resultat av Økonomiske beslutninger i Lucas' modell. Når vi ser bort fra befolkningsvekst, kan det etter litt regning vises at steady-state vekstraten i en markedsøkonomi er gitt ved: 3 Lucas' artikkel inneholder også en modell med læringseffekter. Den diskuteres i aysnitt 4. 4 Strengt tatt er det vanskelig å snakke om generasjoner i en modell med Ramsey-konsumenter. Vi velger likevel å bruke begrepet. Dette kan begrunnes med at en overlappende generasjonsmodell hvor hver generasjon bryr seg om den neste gir samme resultat som i en modell med Ramsey-konsumenter, se Blanchard og Fischer (1989, kap. 3).

79 (8) g a (a + y) (5-0) a + y (1-0) Det framgår av (8) at positive ekstemaliteter innen samme generasjon ikke er nødvendig for å generere vedvarende vekst. Når y=0, er steadystate vekstraten gitt ved g=a(8-0). Denne eksternaliteten slår først og fremst en kile mellom markedsløsningen og samfunnsøkonomisk optimal tilpasning. Markedsløsningen gir underoptimal vekst fordi den privatøkonomiske avkastningen av å investere i personkapital er lavere enn den samfunnsøkonomiske. En politikk som vrir tidsbruken fra lønnet arbeid til produktivitetshevende virksomhet, feks utdanningssubsidier, er velferdsforbedrende. Det er investering i personkapital og akkumulering av kunnskap mellom generasjoner som driver vekstprosessen. 5 På denne måten blir hver generasjon utrustet med mer personkapital enn foregående generasjon. Det framgår av (8) at økonomien vokser raskere jo mer tålmodige konsumentene er (jo lavere ø er) og jo mer effektivt utdanningssystemet er (jo høyere 8 er). Vedvarende vekst er umulig dersom personkapital ikke kan akkumuleres, dvs dersom 8=0. Romer (1986) og Lucas (1988) fokuserer på ulike kilder til endogen vekst, hhv positive ekstemaliteter og akkumulering av personkapital. En annen betydelig motsetning er at i Romers modell er vekst en sideeffekt av bedriftenes realinvesteringer, mens aktørene i Lucas' modell er bevisste at investering i personkapital øker deres produktivitet. Denne distinksjonen er også viktig i forhold til de to modellretningene som presenteres i det følgende, nemlig modeller med læringseffekter og modeller som fokuserer på forskning og utvikling. 4. Læringseffekter Lucas (1988) regnes ofte som den som introduserte læringseffekter (LBD Learning By Doing) i ny vekstteori. Det å ta hensyn til læringseffekter i økonomiske vekstmodeller er imidlertid ingen ny ide, se Arrow (1962), Legg merke til at eksternaliteten mellom generasjoner fullt ut internaliseres i markedslosningen. Det skyldes forutsetningen om Ramsey-konsumenter. I en overlappende generasjonsmodell uten altruistiske preferanser vil denne eksternaliteten bare delvis bli internalisert.

80 og lignende mekanismer har vært anvendt av andre økonomer i modeller svært lik den Lucas opererer med. Et eksempel på dette er Krugman (1981). Han presenterer en modell som kan forklare midlertidige forskjeller i vekstrater mellom land. I det som må betegnes som modellens steady-state kan imidlertid ikke forskjeller i vekstrater forklares, bare en konstant forskjell i nivå. Det er nettopp det at modellen ikke kan forklare permanente forskjeller i vekstrater mellom land som skiller modellen fra senere modeller som går under betegnelsen endogene vekstmodeller, og som gjør at Lucas' kobling av vekst og LBD bringer inn noe fundamentalt nytt. Det er to sektorer i modellen. De produserer hvert sitt gode med arbeidskraft som eneste innsatsfaktor. Produktfunksjonene er gitt ved: (9) Yi = uihil i=1,2 L betegner som før antall arbeidere, mens h i er sektorspesifikk personkapital eller produktivitet. u i er nå andelen av arbeidsstyrken som allokeres til produksjon av gode i (u 1+u2=1). Den relative veksten i produktiviteten i sektor i er proporsjonal med andelen arbeidskraft som brukes i sektoren (og dermed med produksjonen). (10) dh '. ' = 8.u. 8.>0 i=1,2 Proporsjonalitetsfaktoren 8; er større for den ene sektoren enn for den andre. Godet med høyest 8i betegnes høyteknologigodet. Mens det i modellen diskutert i aysnitt 3 var slik at produktiviteten vokste ved å trekke ressurser ut av produksjon, ser vi her at produktiviteten vokser raskere jo mer ressurser som blir brukt til produksjon. Jo flere datamaskiner Japan produserte i fjor, jo mer produktive er de i produksjonen av datamaskiner i år. All LBD er ekstern i den forstand at produktiviteten og kunnskapsakkumulasjonen avhenger av gjennomsnittlig kunnskapsnivå i sektoren. Resultatet er at ingen bedrifter har insentiver til å ta hensyn til produksjonens virkning på produktiviteten gjennom LBD. Når det heller ikke er kapital i modellen, står aktørene ikke overfor noen intertemporære beslut-

81 ninger. Modellen blir derfor svært enkel analytisk sett. Konsumentene foretar statisk nyttemaksimering. Med en CES nyttefunksjon får vi: (11) 171 = B -P qp Y2 p er substitusjonselastisiteten mellom de to godene, B 1 en konstant og q den relative prisen på gode 2 i forhold til gode 1. Prisene er lik de konstante enhetskostnadene, og q blir derfor lik forholdet mellom produktiviteten i sektor 1 og 2. (11) determinerer forholdet mellom konsum og produksjon av de to godene, som igjen bestemmer framtidig produktivitet. Slik ruller økonomien videre i det uendelige. Anta at gode 2 er høyteknologigodet. Når godene er nære substitutter (høy p), er det klart at det finnes en høy nok relativ pris q* som er slik at vi får spesialisering i gode 1. I en slik situasjon vil konsum og produksjon vris så kraftig i retning av godet at det blir relativt billigere over tid, selv om det har det minste læringspotensialet. Dette impliserer at markedsløsningen ikke nødvendigvis er samfunnsøkonomisk optimal. Optimal tilpasning må ta hensyn til at produktivitetsutviklingen avhenger av nåværende konsum- og produksjonssammensetning. Spesialisering i godet med størst læringspotensiale er alltid optimalt når konsumentene er tålmodige. Modellen kan tilsynelatende forklare forskjeller i vekstrater mellom land. Land som har spesialisert seg i produksjon av høyteknologigodet vil ha høyere vekstrate enn land som har spesialisert seg i det andre godet. Hvilket gode det blir spesialisering i, avhenger imidlertid fullt og helt av initialposisjonen, og modellen må ses på som en beskrivelse av utviklingen gitt initialposisjonen snarere enn en fullstendig forklaring på forskjeller i vekstrater. Det er viktig å merke seg måten LBD er innført på i denne modellen. Over tid er det konstant utbytte i læringsprosessen i den forstand at læringen i produksjonen av et gode hele tiden skjer like raskt og at den aldri uttømmes. Modelleringen med konstant utbytte i læringsprosessen er i Lucas' modell helt nødvendig for at læringen skal være motoren som holder veksten i gang. Hele modellen henger på hvordan denne læringsmekanismen modelleres, noe som også påpekes av Lucas selv. En klar svakhet med Lucas' artikkel er denne ubegrensede læring i hvert gode. Allerede Arrow (1962) påpeker at en slik formulering av

82 læringsmekanismen er urealistisk. Det er mer rimelig A regne med at læringen i et gode er sterk i den første fasen en produserer godet, men så avtar etterhvert. En meget interessant artikkel som tar dette i betraktning er Young (1991a). Young opererer med en læringsmekanisme som er sterk i den første fasen en produserer et gode, men som etterhvert stopper opp. Imidlertid er det mulig A produsere et uendelig antall goder. Da det ikke er kapital i modellen og all LBD er ekstern, er det ingen intertemporære tilpasningsproblemer. Læringen i hvert gode tar form av at det blir billigere å produsere. Når læringen stopper opp, har godet nådd det punkt hvor det produseres med de minimale enhetskostnader. Disse minimale enhetskostnadene er imidlertid forskjellige for ulike goder. Avanserte goder kjennetegnes ved lave minimale enhetskostnader, de er ikke av bedre kvalitet sett fra konsumentenes synspunkt. Denne formuleringen er kunstig, og andre utforminger kan ha store intuitiv appell. Det er feks vår oppfatning at resultatene blir de samme i en modell med konstante minimale enhetskostnader, og hvor konsumentene vurderer mer avanserte goder til å være av bedre kvalitet. Det sentrale er at for gitt ressursinnsats vil produksjon av avanserte goder til minimale enhetskostnader gi høyere nytte enn produksjon av mindre avanserte goder. Youngs formulering er illustrert i figur 4. PA den vertikale aksen har vi enhetskostnaden ved å produsere gode s, betegnet a(s). På den horisontale aksen er de forskjellige godene s ordnet. Kurven a*(s) viser den minimale Figur 4: Kostnadsstruktur og produksjonstilpasning.

83 enhetskostnaden for de enkelte goder. Godene er ordnet slik at godene som har den høyeste minimale enhetskostnad er lengst til venstre, og a*(s) kurven er derfor fallende. På et gitt tidspunkt er det i modellen to typer goder, en gruppe mindre avanserte goder hvor det ikke lenger er LBD og en gruppe mer avanserte goder hvor det fortsatt er LBD. For de godene hvor det fortsatt foregår læring, er den faktiske enhetskostnaden høyere enn den minimale enhetskostnaden. Denne faktiske enhetskostnaden er betegnet a(s,t) i figur 4, og vi ser at den ligger høyere enn den minimale enhetskostnad a*(s) til høyre for punkt A. Læringspotensialet er altså uttømt til venstre for A, mens det fremdeles pågår læring i godene til høyre for A. På et gitt tidspunkt er det a(s,t) som er den relevante kostnadskurven, og siden det forutsettes perfekt konkurranse er dette også priskurven. Vi har nå beskrevet produksjonsmulighetene på et gitt tidspunkt t. Neste skritt er å bestemme konsumet. Konsumentene har en viss preferanse for variasjon i konsumet, men de «kan leve» uten d konsumere positive kvanta av alle goder. Resultatet er at konsumentene velger å konsumere alle goder som har en lavere pris enn P' i figur 4. På tidspunkt t konsumeres derfor godene i intervallet BC på figuren. For at et gode skal nå det punkt hvor det kan produseres med minimale enhetskostnader, må det først være læring i godet. Læringsmekanismen er modellert ved at enhetskostnadene i produksjonen av hvert gode hvor det fortsatt er LBD, avtar over tid: 00 a(s, t+1) -a (s, t) (12) = - J B2L (v, t) dv for alle a (s, t) >a* (s) a (s, t) A Venstresiden av likhetstegnet er den relative endringen i enhetskostnadene fra en periode til den neste, B 2 er en konstant og L(v,t) er innsats av arbeidskraft i produksjon av gode v på tidspunkt t. Av (12) ser vi at læring ikke bare skjer gjennom egen produksjon, men også gjennom interaksjon med andre. Læringsprosessen er formulert slik at en lærer av produsenter av andre goder hvor læringspotensialet ikke er uttømt, nedre grense i integralet er A. Den relative produktivitetsøkningen er proporsjonal med mengden arbeidskraft allokert til produksjon av varer hvor læringspotensialet ikke er uttømt. Det foregår også læring i goder som

84 ikke produseres. Av A produsere 1994-modellen av en bil, lærer en noe om hvordan 1995-modellen skal produseres. La oss gå over til A betrakte den dynamiske utviklingen i modellen. Vi tenker oss at vi går en periode framover fra den perioden vi betraktet i figur 4. Det har foregått læring i alle godene til høyre for punkt A, noe som resulterer i at den faktiske kostnadskurven i periode t+1 ligger lavere enn i periode t. Dette er illustrert i figur 5, hvor de faktiske kostnadskurvene for begge perioder er inntegnet. Figur 5: Endring i kostnadsstruktur og produksjonstilpasning. Endringen i produksjonsmuligheter vil nå påvirke konsumet siden alle varer hvor læringen ikke var uttømt i første periode er blitt billigere. Konsumentene velger nå A konsumere alle varer som har en lavere pris enn P" i figur 5. Vi ser at P" er lavere enn P'. Godene i intervallet DE konsumeres. En del mindre avanserte varer, gitt ved intervallet BD, faller ut av markedet. I tillegg vil en del avanserte produkter som tidligere ikke var lønnsomme A produsere, komme inn på markedet. Disse er representert ved intervallet CE. Vi ser at konsumet endres over tid i retning av mer avanserte varer. Disse er kjennetegnet ved lavere enhetskostnader og priser, slik at konsumentene over tid konsumerer et videre varespekter. Dette ses ved at distansen CE er lengre enn distansen BD. Økonomien vokser ved at godene som konsumeres blir billigere og billigere A produsere, og vareproduksjonen kan øke selv for gitt tilgang på arbeidskraft. Selv om LBD i hvert gode er begrenset, fører LBD til at en får ubegrenset vekst fordi det stadig startes produksjon av nye goder.

85 Over tid beveger økonomien seg stadig mot høyre i figuren. Siden all LBD er ekstern, er det ingen av aktørene som tar hensyn til læringseffektene i sin tilpasning. Dette impliserer at en markedsøkonomi allokerer for mye arbeidskraft til produksjon av varer hvor læringspotensialet er uttømt, og at den markedsbestemte vekstraten blir lavere enn den samfunnsøkonomisk optimale. Betrakt nå hva som skjer når vi åpner økonomien og starter handel mellom to land. Vi tenker oss at vi har et utviklingsland og et industrialisert land. U-landet er kjennetegnet ved at det i dette landet ikke har vært sa mye LBD som i i-landet. De mest avanserte godene er derfor dyrere d produsere i u-landet. I figur 5 kan dette illustreres ved at a(s,t) nå tolkes som den faktiske kostnadskurven for u-landet, mens a(s,t+1) tolkes som den faktiske kostnadskurven for i-landet. Ved frihandel utnyttes de komparative fortrinn, og på kort sikt tjener begge land pd at konsum- og produksjonstilpasninger frikobles. U-landet har komparative fortrinn i å produsere mindre avanserte goder, og produksjonen vris i retning av goder hvor det ikke lenger er LBD. I-landets produksjon vris i retning av avanserte goder hvor det ennå er LBD. For i- landet fører denne omallokeringen til at landet får høyere vekst enn det ville fått ved autarki. For u-landet skjer det motsatte, og landet opplever et dynamisk tap i form av lavere vekstrate. I-landet vil opplagt tjene på frihandel, mens u-landet taper dersom det dynamiske tapet er større enn den statiske gevinsten. Modellen gir argumenter for en aktiv handelspolitikk i u-land. Toll på importvarer, importkvoter eller eksportsubsidier kan vri produksjonen i retning av goder hvor det er LBD, og dermed gi en høyere vekstrate. Men modellen viser også problemene med en slik politikk. Det er for det første vanskelig A finne ut hvilke goder det er sterkest LBD i, og for det andre skifter disse goder over tid. En optimal handelspolitikk krever at myndighetene har betydelig informasjon og fleksibilitet. Selv om Youngs LBD-modell er adskillig mer komplisert enn LBDmodellen til Lucas, er det interessant å merke seg fellestrekkene i de to modellene. Dersom modellen til Lucas åpnes for handel, kan også resultatet her bli at et av landene får lavere vekstrate enn det andre. Grunnen til dette er at et av landene kan få spesialisering i det godet med minst vekstpotensiale, selv om det ikke ville fått det ved autarki. Videre er det i Lucas' modell to goder med forskjellig grad av læring, mens det i Youngs modell er to grupper goder, en gruppe hvor det ikke lenger er LBD og en 2. NOT

86 gruppe hvor det forsatt er LBD. Forskjellen er at Young endogeniserer hvilke goder som tilhører hvilken gruppe, og at disse goder skifter over tid. Dette gjør at Young ikke er avhengig av den noe urealistiske læringsmekanismen Lucas må bruke for A generere vedvarende vekst. På den annen side viser dette også nytten av Lucas' enkle modell, som får fram mange av de sentrale mekanismer i Youngs langt mer kompliserte mode11. 6 5. Forskning og utvikling Selv om LBD-modellene har interessante og relevante poenger, er det klart at de deler en felles svakhet når det gjelder A forklare vekstprosesser. I disse modellene er teknisk framgang et resultat av økonomiske aktiviteter gjennomført for helt andre formål, og siden læringseffektene er fullstendig eksterne, tar ingen av aktørene hensyn til disse i sin tilpasning. Den tekniske framgangen reduseres til noe som simpelthen skjer uten at noen tenker på det. Det er opplagt at slike modeller alene ikke kan gi noen fullstendig beskrivelse av faktiske vekstprosesser. Det er minst like viktig A fange opp at teknisk framgang i mange tilfeller er et resultat av at ressurser bevisst anvendes til A skape nye og bedre produkter, mer effektive produksjonsprosesser, etc. Modeller som trekker inn forskning og utvikling (FoU) er derfor viktige bidrag i ny vekstteori. 7 Romer (1990) var en av de første som modellerte FoU-sektoren i en endogen vekstmodell. Analysen fokuserer på økende spesialisering og et utvidet spektrum av innsatsvarer som drivkrefter i vekstprosessen. Dette kan illustreres ved A ta utgangspunkt i ferdigvaresektorens produktfunksjon: (13) Y = La H7 x a, PO =1 Ufaglært arbeidskraft (L) benyttes bare i ferdigvaresektoren, mens faglært arbeidskraft benyttes både i ferdigvaresektoren (Hy) og i FoU-sektoren (HM). Tilgangen på begge typer arbeidskraft forutsettes A være konstant over tid. Det spesielle med produktfunksjonen er det siste leddet, 6 I tillegg kommer naturligvis at Lucas' modell sannsynligvis ga idéen til Youngs modell. 7 Lucas' modell med personkapital kunne alternativt wen rubrisert her.

87 hvor x i er kvantum av innsatsvare i og M er antall innsatsvarer som produseres. Innsatsvarene inngår additivt separabelt og symmetrisk i produktfunksjonen. Dette innebærer at grenseproduktiviteten av en innsatsvare er uavhengig av hvilke andre innsatsvarer som benyttes og i hvilket omfang. Denne formuleringen av produktfunksjonen, introdusert av Ethier (1982), er kritisk for modellens resultater. Anta at jt enheter kapital kan transformeres til en enhet av hvilken som helst innsatsvare, og at det pa et gitt tidspunkt ikke er noen begrensning pa hvor mange innsatsvarer som kan produseres. Modellformuleringen innebærer da at produksjonen av ferdigvarer er stone jo flere innsatsvarer den gitte kapitalbeholdningen (K) fordeles pa. Dette ses enklest ved A gå ut fra at alle innsatsvarer produseres i samme omfang. Det siste leddet i (13), summen, blir da Ma+P(K40 1-a-P. Da dette uttrykket er voksende i antall innsatsvarer (M), er det optimalt a fordele kapitalen pa sa mange innsatsvarer som mulig. Dermed eksisterer det ingen veldefinert løsning av modellen. Modellen får imidlertid en veldefinert løsning nar utforming av nye innsatsvarer er ressurskrevende.' Romer introduserer en FoU-sektor som utarbeider nye innsatsvarer ved bruk av faglært arbeidskraft. Den relative veksten i antall innsatsvarer (dm/m t) forutsettes a være proporsjonal med FoU-sektorens bruk av faglært arbeidskraft. 9 (14) dm t = H 411 - En FoU-bedrift som har utformet en ny innsatsvare, selger produksjonsrettighetene til en av bedriftene i innsatsvaresektoren. Det er mange potensielle kjøpere av et patent slik at prisen blir lik den neddiskonterte verdien av framtidig profittstrøm. På ethvert tidspunkt er det altså M innsatsvareprodusenter som selger hver sin produktvariant i et marked karakterisert ved monopolistisk konkurranse. Nye innsatsvarer er på ingen mate bedre enn eldre varianter. De er like dyre å produsere, og de er heller ikke av bedre kvalitet sett fra ferdigv are- 8 Et alternativ som benyttes av Romer (1987), er A forutsette faste kostnader i produksjonen av innsatsvarer. 9 Denne formuleringen forutsetter at M er en kontinuerlig variabel. Summetegnet i (13) må da strengt tatt erstattes med et integral.

88 produsentenes synspunkt. Dette impliserer at nye varianter ikke konkurrerer ut eldre, men blir produsert i nøyaktig samme omfang (x). Relasjon (13) kan da omskrives på følgende måte: (15) = MLa [13, x i-a-0 L, Hy og x er konstante i steady state, og det følger da av (15) at vekstraten er lik den relative veksten i antall innsatsvarer. Realkapital må da akkumuleres i takt med utarbeidelsen av nye innsatsvarer. Det er med andre ord tiltakende spesialisering som følge av en økning i spektrumet av innsatsvarer (horisontal produktdifferensiering) som driver vekstprosessen. Det kan vises at steady-state vekstraten er gitt ved: 8H-X0 (16) g =7 1+X/0 = >0 (1-a-n) (a+p) Vi ser at vekstraten er høyere jo mer produktiv FoU-sektoren er og jo mer tålmodige konsumentene er. Et annet viktig poeng er at økonomiens størrelse malt ved antall faglærte arbeidere har betydning for veksten. Dersom tilgangen på faglært arbeidskraft er mindre enn den kritiske verdien X0/8, er det bedriftsøkonomisk lønnsomt å bruke all faglært arbeidskraft i ferdigvaresektoren. Det er blir ingen FoU-aktivitet slik at økonomien kan starte vekstmotoren. En markedsøkonomi vil allokere for lite ressurser til FoU-virksomhet, og gir derfor en vekstrate som er lavere enn den samfunnsøkonomisk optimale. Det er to grunner til dette. For det første er det positive eksternaliteter i FoU-sektoren. Relasjon (14) illustrerer dette poenget: Nødvendig ressursinnsats (målt i antall faglærte arbeidere) for å produsere et nytt patent [WW1 er avtakende i M. Nye innovasjoner øker produktiviteten i FoU-sektoren, men fordi det er mange FoU-bedrifter, vil ikke den enkelte produsent ta hensyn til denne positive eksterne effekten i sin tilpasning. Et patent er altså ekskluderbart i den forstand at produksjonsrettighetene kan selges, men ikke-ekskluderbart i den forstand at andre FoU-bedrifter fritt kan benytte patentet som grunnlag for nye oppfinnelser. Et eksempel på denne type effekter er at oppfinnerne av hjulet og forbrenningsmotoren ikke tok hensyn til at deres oppfinnelser reduserte kostnadene ved å konstruere den første bilen.

89 Den andre årsaken til for lav FoU-aktivitet er at kjøperne av patenter (innsatsvareprodusentene) selger sine produkter i et marked med monopolistisk konkurranse. Dette gjør at prisen på et patent blir lavere enn den samfunnsøkonomiske verdien, slik at en for stor andel faglært arbeidskraft allokeres til produksjon av ferdigvarer. Romers modell fanger ikke opp det faktum at nye produkter ofte er av bedre kvalitet enn eldre varianter. Andre bidragsytere har rendyrket dette poenget. Blant disse er Aghion og Howitt (1992), Grossman og Helpman (1991 a,b) og Segerstrom m.fl. (1990). En omfattende drøfting av modeller med hhv kvalitetsforbedring og horisontale produktinnovasjoner finnes i Helpman (1992). Vi velger å knytte diskusjonen til arbeidet av Aghion og Howitt. Den fundamentale forskjellen sammenlignet med Romer er forutsetningen om innovasjonenes karakter. I motsetning til Romer, antar Aghion og Howitt at nye innsatsvarer er av bedre kvalitet sett fra ferdigvareprodusentenes synspunkt. Kvalitetsforskjellen mellom nye og eldre varianter er så stor at eldre varianter forsvinner fra markedet. Innovasjonene er drastiske. Modelleringen av innovasjonenes karakter har avgjørende betydning for modellens resultater. For det første, det er den stadige tilgangen på nye og bedre innsatsvarer som driver vekstprosessen, og ikke økt spesialisering som følge av horisontal produktdifferensiering. For det andre kan en markedsøkonomi gi større FoU-aktivitet og raskere vekst enn det som er samfunnsøkonomisk optimalt. Dette skyldes først og fremst at innovatøren overtar hele markedet, og dermed hele profitten. Den privatøkonomiske gevinsten ved å utarbeide en ny og bedre innsatsvare er da lik den neddiskonterte verdien av forventet profittstrøm. Den samfunnsøkonomiske verdien derimot, er bare lik den neddiskonterte verdien av forventet profittøkning i forhold til den eldre varianten. En markedsøkonomi kan gi for sterke insentiver til FoU-virksomhet fordi deler av den privatøkonomiske gevinsten er ren «business-stealing». Et interessant forsøk på å integrere læringseffekter i en FoU-modell finnes i Young (1991b). Nye produkter utvikles i en FoU-sektor, samtidig som det er et læringspotensiale i produksjonen av godene. Læringsmekanismen formuleres på samme måte som i Young (1991a). Et produkts levetid kan da bestå av fire faser. I den første fasen, fødselen, utvikles produktet i en FoU-bedrift, som deretter selger patentet til en ferdigvareprodusent. I den andre fasen ligger produktet til høyre for pkt C i figur 4.

90 Produksjonskostnadene er for høye til at produktet introduseres på markedet, men kostnadene reduseres over tid pga læring fra produksjonen av mindre avanserte produkter, se relasjon (12). Når kostnadene er tilstrekkelig lave, settes produktet i produksjon. Den tredje fasen, markedsfasen, innledes. Denne fasen kan tolkes som en bevegelse fra C til B i figur 4.b 0 I den fjerde fasen opphører produksjonen. Produktet blir liggende til venstre for pkt B i figur 4. Modellen genererer flere mulige steady-state likevekter. Vi skal her nøye oss med d beskrive to ekstreme likevekter, da disse gir en forståelse av de viktigste mekanismene i modellen. Poenget er at både FoU og LBD kan være bindende skranker pd veksten. Om økonomien er liten av størrelse, er markedet for nye produkter lite. Verdien av et patent er da lav, og den kan være lavere enn kostnaden ved å utvikle et nytt produkt. Da utvikles det ikke nye goder, og økonomien kommer etterhvert til et punkt hvor ingen nye goder settes ut i produksjon. Siden læringen i de goder som allerede produseres er begrenset, vil veksten stoppe opp. Når FoU er en bindende skranke på veksten, har vi derfor en steady-state uten vekst. I dette tilfellet er prisen på et patent lavere enn den samfunnsøkonomiske verdien. Patentets pris reflekterer den bedriftsøkonomiske verdien av å sette godet i produksjon, men ikke godets bidrag til reduserte kostnader i produksjon av andre goder. Når et nytt gode utvikles, vil prisen på patenter for andre goder stige. FoU kan igjen komme i gang. Subsidiering av FoU kan gi FoU-sektoren de riktige insitamenter, og føre til vedvarende vekst. Den andre ekstreme likevekten får vi når markedet er stort. FoU er følgelig svært lønnsomt, og det blir oppfunnet nye goder i et slikt tempo at oppfinnelsen av varene i seg selv ikke er en bindende skranke. Den bindende skranken er hvor fort læringen skjer, og vi er prinsipielt sett tilbake i modellen fra Young (1991a). 6. Avsluttende merknader Den nye vekstteorien har blåst nytt liv i et fagfelt som mer eller mindre sto stille fra 1960 til begynnelsen av 1980-årene. Et fellestrekk ved modellene er at velkjente elementer i økonomisk teori som ekstemaliteter, personkapital, læringseffekter og forskning og utvikling settes inn i en 1 Strengt tatt er det slik at a (s, t) kurven skifter over tid, mens godets posisjon ligger fast.

91 vekstteoretisk ramme. I en viss forstand kan den nye vekstteorien betraktes som en dynamisk velferdsteori som komplementerer den statiske teorien en finner i lærebøkene. Den nyklassiske vekstmodellen spiller samme rolle som den statiske frikonkuffansemodellen, mens de nye vekstmodellene er analoge med standard teori for ekstemaliteter og imperfekt konkurranse. I følge de nye teoriene kan en riktig utformet nærings- og handelspolitikk gi betydelige velferdsforbedringer. Ikke bare statiske nivågevinster i form av bedre allokering av gitte ressurser, men først og fremst dynamiske gevinster i form av økt langsiktig vekstrate. En optimal utforming av politikken stiller store krav til informasjon og fleksibilitet, men til glengjeld er de potensielle gevinstene store: Forskjellen mellom en og to prosents årlig vekst er ikke en prosent, men hundre prosent. Referanser: Aghion, P. and P. Howitt (1992): «A Model of Growth Through Creative Destruction», Econometrica 60 323-351. Arrow, K.J. (1962): «The Economic Implications of Learning by Doing», Review of Economic Studies 29 155-173. Barro, R.J. (1991): «Economic Growth in a Cross Section of Countries», Quarterly Journal of Economics 106 407-443. Becker, G.S. (1963): Human Capital, Columbia University Press, New York. Blanchard, O.J. og S. Fischer (1989): Lectures on Macroeconomics, MIT Press, Cambridge. Ethier, W.J. (1982): «National and International returns to Scale in the Modern Theory of International Trade», American Economic Review 72 297-308. Grossman, G.M. og E. Helpman (1991a): «Quality Ladders in the Theory of Growth», Review of Economic Studies 58 43-61. Grossman, G.M. og E. Helpman (1991b): «Quality Ladders and Product Cycles», Quarterly Journal of Economics 106 557-586. Helpman, E. (1992): «Endogenous Macroeconomic Growth Theory», European Economic Review 36 237-267. Krugman, P. (1981): «Trade, Accumulation, and Uneven Development», Journal of Development Economics 8 149-161. Lucas, R.E. Jr. (1988): «On the Mechanics of Economic Development», Journal of Monetary Economics 22 3-42. Mansfield, E, J. Rapoport, A. Romeo, S. Wagner og G. Beardsley (1977): «Social and Private Rates of Return from Industrial Innovation, Quarterly Journal of Economics 91 221-240. Rebelo, S. (1991): «Long Run Policy Analysis and Long Run Growth», Journal of Political Economy 99 500-521.

92 Romer, P.M. (1983): «Dynamic Competetive Equilibria with Externalities, Increasing Returns and Long Run Growth», Ph.D. avhandling, University of Chicago. Romer, P.M. (1986): «Increasing Returns and Long-Run Growth», Journal of Political Economy 94 1002-1037. Romer, P.M. (1987): «Growth Based on Increasing Returns Due to Specialization», American Economic Review 7756-62. Romer, P.M. (1990): «Endogenous Technical Change», Journal of Political Economy 98 71-102. Scherer, F.M. (1982): «Interindustry Technology Flows and Productivity Growth», Review of Economics and Statistics 64 627-634. Segerstrom, P.S., T.C.A. Anant og E. Dinopoulos (1990): «A Schumpeterian Model of the Product Life Cycle», American Economic Review 80 1077-1091. Solow, R.M. (1956): «A Contribution to the Theory of Economic Growth», Quarterly Journal of Economics 70 65-94. Solow, R.M. (1982): «Søme Lessons from Growth Theory», i W.F. Shame og C.M. Cootner (red), Financial Economics: Essays in Honor of Paul Cootner, Prentice Hall. Young, A. (1991a): «Learning by Doing and the Dynamic Effects of International Trade», Quarterly Journal of Economics 106 368-405. Young, A. (1991b): «Invention and Bounded Learning by Doing», National Bureau of Economic Research, Working Paper No. 3712.

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 108 (1993), 93-113 HJEMMEMARKEDETS BETYDNING FOR KONKURRANSEEVNEN Av Jan Fagerberg Michael Porters bok The Competitive Advantage of Nations (1990) og senere norske studier (Reve m.fl. 1992) har aktualisert spormålet om hjemmemarkedets betydning for konkurransevnen. Med utgangspunkt i nyere litteratur om innovasjon, eksternaliteter og bruker-produsent-forbindelser tar denne artikkelen opp hypotesen om hjemmemarkedets betydning til kritisk belysning, teoretisk og empirisk. Basert på en empirisk tilnærmingsmåte utviklet av Andersen mil. (1981) testes hypotesen på data for 16 OECD-land for årene 1965 og 1987. Stort sett gir dataene solid stone til hypotesen, selv om forklaringsgraden, som ofte i tverrsnittsundersokelser, ikke er så hoy. 1. Innledning' Hjemmemarkedets betydning for konkurranseevnen har kommet i fokus i norsk debatt gjennom den utbredelse Michael Porters synspunkter har fått. Denne artikkelen tar opp hypotesen om hjemmemarkedets betydning for konkurranseevnen til kritisk belysning, teoretisk og empirisk. Avsnitt 2 tar opp det teoretiske grunnlaget, mens aysnittene 3-5 presenterer data, metode og resultater. De fleste empiriske bidrag på dette feltet har preg av å være studier av enkeltbedrifter og/eller næringer. Selv om disse studiene ofte kan virke overbevisende, er det vanskelig å vite hvor representative de eksemplene som presenteres er. Her har vi valgt en annen tilnærmingsmåte som har den fordel at den muliggjør en statistisk test av hypotesen pd data for de fleste OECD-land. 2. Hjemmemarked, innovasjon og konkurranseevne Michael Porters bok The Competitive Advantage of Nations har vendt opp ned på mange etablerte forestillinger og inspirert til anvendt forskning i I En tidligere versjon er presentert på 15. Forskermøte for Økonomer, 11.-12. januar 1993 i Trondheim. Takk til Bjarne E. Ytterhus, Handelshøyskolen BI, tidsskriftets redaktører og en anonym konsulent for kommentarer og råd, og til Nordisk Ekonomisk Forskningsrad for økonomisk støtte (Prosjektet «Teknologi, strukturendring og integrasjon».)

94 mange land, deriblant Norge. Tradisjonelt har de fleste analyser av lands konkurransevne fokusert på priser på innsatsfaktorer, spesielt lønn, mens grunnleggende forhold som teknologi og produktivitet (mer eller mindre implisitt) blir tatt som gitt. Porter bryter med det tradisjonelle perspektivet ved nettopp å sette faktorer som påvirker teknologi og produktivitet i sentrum for analysen. En av Porters mest sentrale og omstridde hypoteser er at hjemmemarkedet kan påvirke teknologi- og produktivitetsutviklingen og dermed også konkurranseevnen positivt. Ideen er ikke ny, f.eks. pekte Friedrich List allerede i første halvdel av forrige århundre på hjemmemarkedets sentrale rolle for utviklingen av ny, konkurransedyktig industri (List 1841). På 1960-tallet ble ideen tatt opp igjen av bl.a. Staffan Burenstam Linder og Raymond Vernon (Linder 1961, Vernon 1966) i en kritikk av den tradisjonelle utenrikshandelsteoriens ensidige fokus på tilbudssidefaktorer (tilgang på naturressurser, arbeidskraft, kapital etc.). Linder og Vernon hevdet bl.a. at for industrilandenes del er evne til utvikling av ny teknologi og nye produkter den viktigste konkurransefaktoren. Hjemmemarkedet spiller i denne tilnærmingen rollen som stimulator og testlaboratorium for nye produkter og teknologier. Først deretter, under forutsetning av at det nye produktet har gjort suksess hjemme, vil det normalt være aktuelt A introdusere det på eksportmarkedene. Linder trakk ut fra dette den konklusjon at det for industrilandenes del er etterspørsels-stimulert innovasjon innen hvert enkelt land som er den avgjørende faktor for konkurranseevnen og spesialiseringsmønsteret i eksporten. For utviklingsland, og for råvarer og andre sterkt standardiserte produkter, mente han imidlertid at den tradisjonelle utenrikshandelsteorien var grei nok. I likhet med Linder opererer også Porter med en tilnærmingsmåte hvor konkurrerende teorier tillegges ulik forklaringskraft for forskjellige faser i et lands økonomiske utvikling. Tradisjonelle tilbudssidefaktorer (faktorutrustning etc.) kan kanskje forklare mye på et tidlig utviklingstrinn, men for de mest utviklete industrilandene er det ifølge hans syn menneskeskapte konkurransfortrinn (innovasjon) som dominerer. De mest konkurransedyktige industriene i et land er antatt å være nært knyttet til hverandre i en eller flere klynger («cluster») med gunstige effekter for innovasjon, produktivitet og konkurranseevne. Lignende synspunkter har tidligere vært fremmet av Schumpeter-inspirerte økonomer som Dahmén

95 (1950) og Perroux (1956). 2 Ifølge Porter tar slike klynger som regel utgangspunkt i forbindelser mellom tradisjonelle industrier og innenlandske produsenter av maskiner og utstyr for disse industriene (vertikal integrasjon): «Konkurransedyktige sluttprodukt-industrier fører til konkurransedyktige leverandør-industrier (inkludert maskiner) og omvendt» (Porter 1990, s. 554, min oversettelse). Etter hvert er de vertikale bruker-produsent-forbindelsene antatt å bli supplert av horisontale forbindelser, for eksempel mellom industrier som har samme råvarebasis, bruker beslektete teknologier eller leverer til forbundne markeder. I denne artikkelen skal vi imidlertid begrense oss til å studere vertikal integrasjon eller, som det ofte kalles, bruker-produsent forbindelser (Lundvall 1985, 1988). Selv om Porters synspunkter har fått stor utbredelse, har han blitt kritisert for ikke å gi noen egentlig forklaring på fenomener han trekker fram (Lommerud, 1992). En mulig forklaringsmodell for eksistensen og effekten av stabile bruker-produsent forbindelser er presentert av Lundvall (1985, 1988). Han forutsetter at utvikling av ny teknologi krever effektiv kommunikasjon mellom bruker og teknologiprodusent, både fordi det er brukerens behov som skal tilfredstilles, og fordi selve utviklingsprosessen i stor grad kan betraktes som en læringsprosess gjennom proving og feiling. Effektiv kommunikasjon kommer imidlertid ikke av seg selv, det forutsetter en rekke forhold, fra felles språk, standarder o.l. til godt kjennskap til hverandres behov og kompetanse. Dette krever investeringer i form av tid og penger som vi kan betrakte som en fast kostnad. Dette er i seg selv et argument for stabile forbindelser, fordi den faste kostnaden da vil kunne fordeles på en lang rekke transaksjoner. Hvis kostnadene pr. transaksjon er vesentlig lavere ved en stabil forbindelse enn i et atomisert marked, kan det også være rimelig å forvente en noe høyere transaksjonshyppighet, og dermed raskere læring/teknologisk utvikling i dette tilfellet. Dersom de to partene gjennom samarbeidet kan hindre at den nye kunnskapen umiddelbart blir allemannseie, hvilket virker rimelig, 3 vil de selv 2 De brukte riktignok litt andre ord. Dahmén brukte termen «utviklingsblokk» og Perroux «vekst-pol». Men som påpekt av Heum (1992), later meningen til d ha vært mye av den samme. 3 Flere forhold kan gjøre dette mulig. Kunnskapen kan være av svært spesifikk karakter, knyttet til selve utøvelsen av teknologien, og dermed vanskelig A kopiere for utenforstående («tacit knowledge»). Hemmelighildelse kan også være en mulighet. I tillegg kommer muligheten for lovregulert beskyttelse (patenter osv.).

96 ihvertfall for en viss tid kunne høste de økonomiske fruktene uten å måtte dele med andre. Ut fra dette perspektivet kan vi se et stabilt brukerprodusent forhold som en institusjon som reduserer kostnadene ved læring/utvikling av ny teknologi, høyner læringstakten og øker muligheten for at partene skal å få økonomisk vinning av den læring/utvikling av ny teknologi som de bidrar til (internalisering). 4 Men gitt at stabile bruker-produsent-forhold kan være fordelaktige, hvorfor skal de begrenses av nasjonale grenser? Det er ikke vanskelig å finne argumenter mot en slik forutsetning. På den annen side synes empiriske undersøkelser å vise at de aller fleste stabile bruker-produsent forhold er av nasjonal karakter (Hall& m.fl. 1987, Hakansson 1989). Dette gjelder både hvis vi sammenligner med internasjonale forbindelser på den ene siden, og lokale eller regionale forbindelser på den andre. Avstand i seg selv er altså ikke avgjørende. En mulig forklaring kan være at kostnadene knyttet til samarbeidet er spesielt avhengige av forskjeller i språk, kultur, utdanningsbakgrunn og andre faktorer som knytter seg til det nasjonale nivå. Et annet spørsmål er om stabile forbindelser av den type vi har diskutert alltid er en fordel. Porter har blitt utlagt slik, men dette er neppe noen nødvendig tolkning. Lundvall uttaler f.eks. helt klart at «nære forbindelser til konservative brukere med svak teknisk kompetanse kan være en ulempe for en produsent, og vice versa» (Lundvall 1988, s. 356, min oversettelse). Det er altså ikke nok at det eksisterer hjemlige brukere for et produkt eller en teknologi. Disse brukerne må også være krevende og avanserte. 3. Empirisk tilnærmingsmåte Den hypotesen vi ønsker å teste er følgende: Det er en positiv sammenheng mellom eksistensen av nasjonale, avanserte brukere av et (avansert) produkt, og konkurranseevnen til nasjonale produsenter av dette produktet. De fleste analyser av slike sammenhenger er av beskrivende karakter og basert på studier av enkeltbedrifters utvikling (case-studies). F.eks. inneholder Porter (1990) en rekke slike analyser, og Reve m.fl. (1992) 4 Tankegangen er i en viss utstrekning beslektet med den vi finner i såkalt «ny vekstteori» (Romer, 1986 m.fl.). For oversikter vises det til Sjøtro (1990) og Verspagen (1992). Imidlertid fokuseres det innen «ny vekstteori» først og fremst pa eksterne virkninger av enkeltbedrifters aktiviteter (produksjon, investering eller utvikling av nye produkter/teknologier). Her er vi mer opptatt av samhandling mellom bedrifter.

97 har supplert dette med norsk materiale. Disse analysene er ofte interessante og overbevisende. Det kan imidlertid være vanskelig å bedømme representativiteten av de eksemplene som rapporteres. Her vil vi velge en annen tilnærmingsmåte, som har den fordel at den muliggjør en statistisk test av hypotesen (eller en versjon av denne) på data for de fleste OECDland. Vi vil understreke at vi oppfatter dette mer som et supplement enn som et alternativ til de beskrivende studiene. Metoden, som først ble brukt av Andersen m.fl. (1981), bygger på bruk av utenrikshandels-statistikk (fire-sifret SITC-nivå). Ved hjelp av varedefinisjonene i statistikken kan man identifisere en rekke avanserte produkter hvor brukersektorene er relativt klart definert. F. eks. brukes et avansert produkt som papirmaskiner i produksjon av papir. For å komme videre trenger vi imidlertid mål på hvor konkurransedyktige norske papirmaskinprodusenter er internasjonalt og hvor «avansert» norsk papirindustri kan sies A være. Et mye brukt mål for norske produsenters internasjonale konkurranseevne er Norges markedsandel for det produktet det gjelder på verdensmarkedet. 5 For A gjøre dette målet sammenlignbart mellom land av ulik størrelse og åpenhet, vil vi normalisere Norges markedsandel for dette produktet gjenom å dividere denne med Norges markedsandel for alle varer. Denne metoden, som ble først introdusert av Balassa (1965), gir oss et mål for hvor konkurransedyktige disse produsentene er på verdensmarkedet sammenholdt med gjennomsnittet for alle norske produsenter (uansett produkt). En verdi over 1 forteller oss at konkurransevnen er bedre enn gjennomsnittet, og vice versa. Hvis vi lar X stå for eksport, i for eksportende land og j for vare, kan konkurransevneindeksen (S) for land i i vare j skrives slik: X 1. j (1) 1,X nj hvor n = 1,,i,,N, og m= 1 9,i, M 5 Konkurranseevne kan selvfølgelig også måles på andre måter, f.eks. ved hjelp av lønnsomhet. Vi vil ikke diskutere forutsetningene for de ulike mål som brukes her. Vårt valg her er først og fremst basert på datatilgjengelighet.

98 Det gjenstår å finne et mål for avanserte, norske brukere av f.eks. papirmaskiner. Disse brukerne finnes pr. definisjon i norsk papirindustri. Den løsningen som ble foreslått av Andersen m.fl. (1981), var å sette likhetstegn mellom det å være en avansert bruker og det å være konkurransedyktig internasjonalt. Det virker ikke urimelig: Papirprodusenter som gjør det godt pd verdensmarkedet, og ønsker å fortsette med det, har all interesse av å være på hoyden når det gjelder teknologi. Denne løsningen har også den fordel at vi kan bruke samme datakilde, utenrikshandelsstatistikken, for både «produsenter» av et produkt og «brukerne» av disse. Det er ihvertfall to viktige begrensninger ved denne tilnærmingsmåten. Den ene ligger i varedefinisjonene i utenrikshandelsstatistikken. I mange tilfeller er disse slik at det er vanskelig å avgrense brukerne. Dette kan selvsagt skyldes at produktet har brukere i mange sektorer, men det kan også skyldes at statistikken ikke er laget for dette formålet. Uansett er dette noe man kan gjøre lite med. Men selv der hvor brukerne er relativt klart definert, vil det ikke alltid være mulig finne dem igjen utenrikshandelsstatistikken, fordi brukerne tilhører tjenestesektorer som ikke er omfattet av statistikken. Dette har vi forsøkt å bøte pd ved å beregne indekser for brukernes «avanserthet» for tre viktige tjenestesektorer ved hjelp av andre datakilder. Disse er sjøfart, hvor det foregår mye utenrikshandel, og telekommunikasjon og helsetjenester hvor det, ihvertfall inntil nylig, ikke har vært noe særlig handel over landegrensene. Mens sjøfart typisk hører til den private sektor, har de to andre et sterkt innslag av offentlige aktører. Ved å trekke inn de to siste tjenestesektorene får vi også mulighet til å teste i hvilken grad den offentlige sektor (ved å fungere som en «avansert bruker») har påvirket industriens konkurranseevne internasjonalt positivt. Framgangsmåten for beregning av brukernes «avanserthet» i disse tre tilfellene er beskrevet formelt i appendix 1. Her skal vi kort redegjøre for hovedprinsippene. For sjøfart er beregningsmåten den samme som i ligfling 1 foran, bortsett fra at datakilden er en annen. For tele- og helsetjenester, derimot, var en slik framgangsmåte ikke mulig. I stedet har vi antatt at graden av «avanserthet» avhenger av standarden på tjenestene. For teletjenester har vi brukt data for utbyggingen av telenettet. Når det gjelder helsetjenester, har vi antatt at standarden avhenger av hvor store Økonomiske ressurser som brukes til formalet. En svakhet ved dette er at det ikke blir tatt hensyn til mulige forskjeller i helsesektorens effektivitet land imellom. I begge tilfeller har vi normalisert datene ved å dividere med befolkningens størrelse og sette gjennomsnittet for OECD-området

99 som helhet til 1. En verdi over 1 for et land impliserer altså en høyere standard på tjenesten enn gjennomsnittet for OECD-landene, og vice versa. Tabell 1 inneholder en oversikt over de eksportprodukter som er omfattet av analysen, med tilhørende indikatorer for omfanget av avanserte brukere hjemme (hjemmemarkedssektorer). TABELL 1 EKSPORTPRODUKTER OG HJEMMEMARKEDS-SEKTORER SITC (REV!) EKSPORTPRODUKT SITC (REV 1) HJEMMEMARKEDSSEKTOR, 54 FARMASØYTISKE PRODUKTER HELSE') 6291 BILDEKK, FLYDEKK 732-734 BILER OG FLY 6951 HÅNDREDSKAPER FOR JORD- BRUK OG SKOGBRUK 7114 FLYMOTORER 734 FLY 04-08(-0814), 24 JORDBRUKSPRODUKTER, SKOGSPRODUKTER 7115 FORBRENNINGSMOTORER 732 BILER 7121 MASKINER FOR JORD- 04-08( -0814) JORDBRUKSPRODUKTER 7122 BEARBEIDING OG HOSTING 7123 MELKEMASKINER 02 ' MELKEPRODUKTER 7125 TRAKTORER 04-08(-0814) JORDBRUKSPRODUKTER 7129 LANDBRUKSMASKINER nes. 04-08(-0814) JORDBRUKSPRODUKTER 7151 METALLBEARBEIDINGS- 69 PRODUKTER AV METALL 7152 MASKINER 7171 TEKSTILMASKINER 65 TEKSTIL 7172 LÆRBEARBEIDINGSMASKINER 61 LÆR OG LÆRPRODUKTER 7173 SYMASKINER 84 KONFEKSJON 7181 MASKINER FOR BEARBEIDING 25,64 PAPIRMASSE, PAPIR OG AV PAPIR OG PAPIRMASSE PAPIRPRODUKTER 7182 TRYKKERIMASKINER 829 TRYKKSAKER 7183 MATBEARBEIDINGSMASKINER 0- (00) MAT 7184 MASKINER FOR UTVINNING AV 27,28 MALMER OG MINERALER 7185 MALMER OG MINERALER 7191 VARME- OG KJØLEMASKINER 01-03 KJØTT, MELKEPRODUKTER, FISK OG EGG 7249 TELEKOMMUNIKASJONSUTSTYR TELE') 726 ELEKTRISKE INSTRUMENTER HELSE1) TIL MEDISINSK BRUK 7294 ELEKTRISKE MASKINER OG 732 BILER INSTRUMENTER FOR BILER ' 735 SKIP SHIPPING') 8617 MEDISINSKE INSTRUMENTER HELSE') n.e.s. 1 ) For definisjon av denne indikator, se appendix.

100 I alt omfatter analysen 23 par av eksportprodukter og hjemmemarkedssektorer. Nesten alle eksportproduktene tilhører maskingruppen (SITC 7), de fleste gruppen av «ikke-elektriske maskiner» (SITC 71), hvor brukerne ofte er relativt godt spesifisert. Det betyr at utvalget av «avanserte» produkter i denne undersøkelsen er noe annerledes enn det en ville fått om en hadde lagt andre mål til grunn for «avanserthet», f.eks. grad av satsing på forskning og utvikling (FOU) eller patenthyppighet. Det som faller utenfor er i hovedtrekk enkelte kjemiske og elektroniske produkter som anvendes i mange sektorer i økonomien. De utenrikshandelsdata som brukes i analysen, er hentet fra OECD Trade Series C. Alle data er i verdi (volum multiplisert med pris). Følgende land er inkludert: Canada, USA, Japan, Østerrike, Belgia, Danmark, Finland, Frankrike, Tyskland (BRD), Italia, Nederland, Norge, Spania, Sverige, Sveits og Storbrittannia. De industrielt mindre utviklete OECD-landene (Hellas, Island, Portugal, Tyrkia og Jugoslavia) ble utelatt da hypotesen er antatt ikke å ha særlig forklaringskraft for disse (Linder, 1961). Australia og New Zealand ble utelatt pd grunn av manglende data for 1965. 4. Beskrivende analyse I neste aysnitt vil vi bruke de dataene og indikatorene vi nettopp har beskrevet til å teste hypotesen om en positiv sammenheng mellom hjemmemarkedet og konkurranseevnen internasjonalt. Her vil vi gi en beskrivende analyse basert på en rangering av de beregnete hjemmemarkedsindeksene. Av plasshensyn begrenser vi oss til det siste året vi har data for (1987). Vi har data for 16 land og 23 par av «hjemmemarkedssektorer» og «eksportprodukter». I alt gir dette oss 368 observasjoner pr. dr for sammenhengen mellom hjemmemarked og internasjonal konkurranseevne. En enkel måte A få et visst overblikk på er å rangere de beregnete hjemmemarkedsindeksene fra høyest til lavest, uavhengig av land, og se i hvilken grad høye hjemmemarkedsindekser synes å henge sammen med høye konkurranseevneindekser, og vice versa. Dette er gjort i tabell 2. Av fremstillingsmessige grunner har vi bare tatt med par hvor hjemmemarkedsindeksen er 2.0 eller høyere, det vil si minst dobbelt så høy som gjennomsnittet (1.0). De resultatene som rapporteres i tabell 2, synes ikke å være i motstrid til hypotesen om en positiv sammenheng mellom hjemmemarked og kon-

101 kurranseevne. Ser vi på de ti høyest rangerte hjemmemarkedsindeksene, viser det seg at i syv av tilfellene er også den tilordnete konkurranseevneindeksen klart over gjennomsnittet. For de resterende parene er sammenhengen noe svakere (for 12 av 21 par er begge indekser over gjennomsnittet). En tilsvarende eksersis ble også gjort for den motsatte enden av skalaen, det vil si for alle par med hjemmemarkedsindekser nær null (alle indekser som avrundet er 0.1 eller lavere). Her var sammenhengen enda mer slående. Av de 30 parene i denne kategorien, hadde 24 konkurranseevneindekser under gjennomsnittet. 6 6 Under 1.0 var kriteriet, men faktisk var alle indekser i området 0.0-0.6 (avrundet). TABELL 2. KONKURRANSEEVNE- OG HJEMMEMARKEDSINDI- KATORER (1987) LAND EKSPQRTPRODUKT INQIKATOR HJEMMEMARKEDS-SEKTOR RANG EKSPORT HJEMME FINLAND DANMARK SVERIGE MASKINER FOR BE- ARBEIDING AV PAPIR OG PAPIRMASSE VARME- OG KJØLE- MASKINER MASKINER FOR BE- ARBEIDING AV PAPIR OG PAPIRMASSE 8.3 9.8 PAPIRMASSE & PAPIR PAPIRPRODUKTER 2.5 8.1 KJØTT, MELKEPRODUKTER, FISK OG EGG 2.6 4.8 PAPIRMASSE & PAPIR, PAPIRPRODUKTER NORGE SKIP 8.1 4.6 SHIPPING 4 CANADA METALLBEARBEIDINGS. 0.7 4.5 PRODUKTER AV METALL 5 MASKINER NEDERLAND MELKEMASKINER 1.3 4.4 MELKEPRODUKTER 6 DANMARK MELKEMASKINER 11.8 4.4 MELKEPRODUKTER 7 SPANIA DANMARK L/ERBEARBEIDINGS- MASKINER MATBEARBEIDINGS- MASKINER 1.0 4.2 LÆR- OG LÆRPRODUKTER 8 3.3 4.1 MAT 9 USA FLYMOTORER 0.8 3.9 FLY 10 ITALIA LÆRBEARBEIDINGS- MASKINER 8.0 3.9 LÆR- OG LÆRPRODUKTER 11 ITALIA SYMASKINER 1.1 3.8 KONFEKSJON 12 CANADA MASKINER FOR BE- ARBEIDING AV PAPIR OG PAPIRMASSE 0.4 3.6 PAPIRMASSE & PAPIR PRODUKTER 1 2 3 13 3- NOT

102 LAND EKSPORTPRODUKT INDIKATOR JEMMEMARKEDS-SEKTOR RANG EKSPORT HJEMME NEDERLAND VARME- OG KJØLE- MASKINER 0.6 3.3 KJØTT, MELKEPRODUKTER, FISK OG EGG 14 SPANIA JORDBRUKSMASKINER 0.3 3.2 JORDBRUKSPRODUKTER 15 SPANIA MASKINER FOR JORD- BEARBEIDING OG HOSTING 0.4 3.2 JORDBRUKSPRODUKTER 16 SPANIA TRAKTORER 0.4, SPANIA HANDREDSKAPER FOR JORDBRUK OG SKOGBRUK NEDERLAND MATBEARBEIDINGS- MASKINER - 3.2 2.1 2.7 - JORDBRUKS PRODUKTER 17 JORDBRUKSPRODUKTER, SKOGBRUKSPRODUKTER 2.1 2.6 MAT 19 18 NORGE VARME- OG KJØLE- MASKINER 0.4 2.6 _ KJØTT, MELKEPRODUKTER, FISK OG EGG 20 CANADA HÅNDREDSKAPER FOR JORDBR UK OG SKOGBRUK 0.2 2.2 JORDBRUKSPRODUKTER, SKOGBRUKSPRODUKTER 21 ØSTERRIKE MASKINER FOR BE- ARBEIDING AV PAPIR OG PAPIRMASSE 1.6 2.1 PAPIRMASSE & PAPIR, PAPIRPRODUKTER 22 SPANIA MATBEARBEIDINGS- MASKINER 0.8 2.1 MAT 23, ITALIA TEKSTILMASKINER, 1.8 2.1 TEKSTIL 24 NEDERLAND TRAKTORER 0.1 2.1 JORDBRUKSPRODUKTER 25 NEDERLAND JORDBRUKSMASKINER n.e.s. NEDERLAND MASKINER FOR JORD- BEARBEIDING OG HOSTING 1.7 2.1 JORDBRUKSPRODUKTER 26 1.1 2.1 JORDBRUKSPRODUKTER 27 JAPAN JAPAN ELEKTRISKE MASKINER OG INSTRUMENTER FOR BILER FORBRENNINGS- MOTORER 1.9 2.0 BILER 28 1.8 2.0 BILER 29 FRANKRIKE MELKEMASKINER 0.5 2.0, MELKEPRODUKTER 30, ØSTERRIKE METALLBEARBEI- DINGSMASKINER 1.2 2.0 PRODUKTER AV METALL 31

103 Noen av de eksemplene som refereres i tabell 2 er ganske ihustrerende. Hvis vi ser spesielt på de nordiske land, later det for Danmarks del til å være en nær sammenheng mellom det danske landbrukets sterke internasjonale orientering og konkurranseevnen til danske produsenter av landbruksmaskiner. I Sverige og Finland ser det ut til å være en nær sammenheng mellom papirindustriens styrke og papirmaskinprodusentenes internasjonale konkurranseevne. For Norges del er det sammenhengen mellom shipping og skipseksport som peker seg spesielt ut. 7 Tilsvarende eksempler kan finnes for andre land. Det er imidlertid også interessant å se på de tilfeller hvor den antatte sammenhengen ikke viser seg å være tilstede. Tabell 2 inneholder 13 observasjoner av par hvor konkurranseevne-indikatoren var lik eller under gjennomsnittet. Disse observasjonene fordelte seg på ingen måte jevnt på landene i utvalget. Faktisk står to land, Spania og Canada, for mesteparten av «feiltreffene». Spania peker seg spesielt ut med hele 5 «feiltreff». Nå skal man være forsiktig med å «bortforklare» manglende sammenhenger. Men for Spania er det en del spesielle forhold som er lett å identifisere. Spania er det klart minst industrialiserte landet i utvalget, med lave konkurranseevneindekser for de fleste typer ferdigvarer, spesielt de mest avanserte. Dette gir oss to årsaker til en svakere sammenheng for Spanias del. For det første er hypotesen antatt å ha liten forklaringskraft for industrielt lite utviklete land (Linder, 1961). For det andre er det lite rimelig å forvente høye konkurranseevneindekser for f.eks. landbruksmaskiner når konkurranseevneindeksen for alle typer maskiner samlet er lay. Dette peker på et problem ved den type beskrivende analyse vi har foretatt her. Implisitt har vi forutsatt at vi kan se bort fra andre forskjeller land imellom enn de som knytter seg til hjemmemarkedet. Tilfellet Spania viser at det ikke alltid er holdbart. 5. En formell test La oss anta at et lands konkurranseevne internasjonalt for et bestemt produkt, f.eks. papirmaskiner, avhenger av både hjemmemarkedet og en landspesifikk variabel «C». «C» kan f.eks. ses som uttrykk for om et land 7 Dette er et av de «cluster» Reve m.fl. (1992) framhever i sin analyse av Norge.

104 har sitt komparative fortrinn i råvarer eller ferdigvarer. 8 Generelt kan denne samenhengen formuleres slik: i = 1..n(Land) j = 1..m (Varer) (2) Sli=f(Sik,Cp, dsti /dsfk>0 («eksportprodukter») k = 1..m (Varer) («hjemmemarkedssektorer») Den hypotesen vi ønsker å teste, er at konkurranseevne- og hjemmemarkedsindikatorene er positivt korrelert. Som det ofte vil være, sier hypotesen noe om fortegnet, men ikke om funksjonsform. 9 Med det foreliggende datamateriale synes det imidlertid A være sterke argumenter for å velge en logaritmisk form. På tross av sin store utbredelse og intuitive appell, har konkurranseevneindeksen («S») en svakhet når det kommer til statistiske tester: Den er ikke normalfordelt, slik det som regel forutsettes. En logaritmisk transformasjon reduserte dette problemet vesentlig. Siden det var enkelte nuller i datamatrisen, forårsaket av at enkelte land ikke eksporterer ett eller flere produkter, måtte vi legge til et lite positivt tall (0.1) til alle data i matrisen for A gjøre transformasjonen mulig. Den testete modellen kan formuleres slik: i = 1..n (Land j = 1..m (Varer) («eksportprodukter») (3) log(sti+0.1)=ci+oc 1og(Sfk+0.1)+4 k = 1..m (Varer) («hjemmemarkedssektorer») Når vi i det etterfølgende refererer til de to indeksene S S ik, er det implisitt forutsatt at disse er på logaritmisk form (ligning 3). Det spørsmålet vi først og fremst ønsker besvart er som nevnt: Er det et positivt forhold mellom hjemmemarkedsindeksen og konkurranseevneindeksen? Svaret pd dette avhenger av om koeffisienten «a» er signifikant større enn null. Vi velger et 5% signifikansnivå. Dessuten vil det være av interesse å undersøke om sammenhengen, som antatt av Porter (1990), er 8 Slik konkurranseevneindeksen er definert, vil et land som er spesialisert (S>1) i råvarer og halvfabrikata (SITC 0-4), pr. definisjon ikke være spesialisert (S<1) i ferdigvarer (SITC 5-9). Den avhengige variabel tilhører i alle 23 tilfeller gruppen ferdigvarer. Dette innebærer en systematisk skjevhet. Ved A inkludere en landspesifikk variabel tas det hensyn til dette. 9 Det er mulig A teste alternative funksjonsformer opp mot hverandre. Dette ble gjort for alle land og varer (368 observasjoner), men uten variabelen oc» (en såkalt Box-Cox test). Ut fra testen synes en logaritmisk funksjonsform å were A foretrekke.

105 blitt styrket over tid, eller om den tvert om er svekket som enkelte hevder (Reinert og Staude, 1992). Et annet relevant spørsmål er om en modell med tidslag for den uavhengige variabel har større forklaringskraft enn en modell hvor begge indekser er hentet fra samme år. Det ville ikke were urimelig å forvente dette: Komparative fortrinn er ofte resultat av en lang historisk prosess. Tabell 3 inneholder resultater fra en test av ligning 3 for drene 1965 og 1987 (368 observasjoner). Ligningene ble testet med og uten et separat konstantledd for hvert land (C 1). 1 Av plasshensyn rapporterer vi ikke estimatene for de 16 konstantleddene. Vi har også tatt med tester for tidslag og for hvor stabil sammenhengen mellom de to indikatorene er over tid. 10 Denne metoden vil være kjent som LSDV (Least Squares Dummy Variable Method). TABELL 3 HYPOTESEN TESTET' 1965 3.1 S i.). = -0.37 + 0.43 S ikr2 = 0.15 (0.15) (7.54) (8.14) SER = 0.90 * * N =368 3.2 S ii = C i + 0.43 S = 0.39 (0.36) (9.00) SER = 0.78 * N =368 1987 3.3 S. = -0.21 + 0.45 S ikr2 = 0.15 (0.15) ' (4.76) (8.15) SER = 0.81 * * N =368 3.4 S C. + 0.49 S o(r2 = 0.33 (0.30) (9.19) SER = 0.74 *N =368 Test for tidslag 3.5 S 1j87 = C 1 + 0.39 S ik65r2 = 0.31 (0.28) (8.46) SER = 0.75 *N =368 3.6 S ii87 = C i + 0.50 S ik65 + 0.34 (5, 1,87 S ik65) (9.37) (3.85) Test for endring i hjemmemarkedets påvirkning 3.7 S ij = C i + 0 ' 48 5 k - 0 ' 03 D87* (S ik) (10.58 (0.38) R2 = 0.34 (0.30) SER= 0.74 N =368 R2 = 0.34 (0.32) SER = 0.77 N =736 1 ) Estimert ved minste kvadraters metode (OLS). Logaritmisk form (ligning 3). Absolutte 5-verdier i parentes under estimatene. R2 i parentes er R2 justert for antall frihetsgrader. D87 er en dummy-variabel, som er lik en for observasjoner fra 1987, og null ellers.

106 Det var en signifikant, positiv sammenheng mellom de to indeksene begge år, selv om forklaringsgraden ikke var så høy (figur 1). 11 Forklaringsgraden økte imidlertid vesentlig når de landspesifikke konstantleddene ble inkludert, uten at dette hadde nevneverdig innvirkning på sammenhengen mellom konkurranseevneindeksen og hjemmemarkedsindeksen (koeffisienten «a»). Sammenhengen var også svært stabil over tid (se 3.7. i tabell 3). Innføring av tidslag viste seg, kanskje litt overraskende, ikke å fore til høyere forklaringsgrad. Figur 1: Konkurranseevne og hjemmemarked (1987) Indikatorer (logaratmisk) 00 0 ctli an 0 04 o 0 0 00Do 13 CO Cbc,F1 o 9 O o ort o 97) Do o goo o fio o cb -0.5-2' 5-11 5 0.5 1 1 5 2 1 5 Hjemmemarkedsindikatorer Ci Faktisk Estimert Implisitt har vi, gitt at forskjeller i generelle, landspesifikke forhold er tatt hensyn til, forutsatt at sammenhengen er like sterk for alle land. Det er jo ikke opplagt at dette er riktig, selv om vi ikke har noen spesiell grunn til å tro det motsatte. Vi har derfor testet to versjoner, en hvor koef- 11 Regresjonslinjen i figur 1 bygger pd ligning 3.3. i tabell 3 (uten landspesifikke konstantledd).

107 fisienten «a» tillates å variere mellom land, og en annen hvor denne er forutsatt å være den samme for alle land, mot hverandre ved hjelp av en F-test. For 1987 var vi ikke i stand til å forkaste hypotesen om at påvirkningen er like sterk overalt, dvs. a 1 =a2 =..=an=a, på det valgte signifikansnivå (5%). 12 Derimot tydet testen på at denne restriksjonen ikke holder for 1965. Tabell 4 gir estimatene for «a» for hvert enkelt land for 1965 og 1987. Resultatene tilsier at landene i vårt utvalg kan klassifiseres i tre grupper. For det første har vi en gruppe på fem land hvor det kan påvises en signifikant, positiv sammenheng begge år på 5% nivå: Japan, Danmark, Finland, Norge og Sveits. I den motsatte enden av skalaen har vi to land, Frankrike og Storbritannia, hvor dataene ikke gir støtte til hypotesen. For de resterende ni land gir resultatene en viss, om enn varierende, støtte til hypotesen om en positiv sammenheng mellom de to indeksene. Generelt er resultatene noe bedre for 1987 enn for 1965, selv om forskjellen ikke er stor. F.eks. kan det i 1987 registreres en signifikant, positiv sammenheng for 9 land, mot 7 i 1965. Av de 14 landene hvor hypotesen fikk en viss støtte, hadde 8 høyere forklaringsgrad og mer presist bestemte koeffisienter i 1987. 12 For 1965 er F (15,336) = 2.03 for 1987 er F (15,336) = 1.58. Ingen av disse er signifikant på 1% nivå. F-verdien for 1965 er signifikant på 5% nivå. I begge tilfeller ble den landspesifikke variabelen inkludert. TABELL 4 SAMMENHENGEN MELLOM KONKURRANSEEVNE OG HJEMMEMARKED FOR HVERT LAND 1965 1987 Canada 0.28 0.42 (1.52) *** (2.15) ** USA 0.43 0.38 (1.38) (1.49) *** ***, Japan 0.78 0.51 (4.08) * (3.38) *

108 Østerrike 0.26 (1.45) *** 1965 1987 0.16 (0.79) Belgia 0.13 0.43 (0.35) (1.76) ** Danmark 0.58 0.77 (3.95) * (4.78) * Finland 0.50 0.51 (3.69) * (2.78) * Frankrike -0.20-0.09 (0.43) (0.02) Tyskland 0.31 0.31 (1.34) *** (0.80) Italia 0.19 0.54 (0.69) (2.15) ** Nederland 0.10 0.36 (0.43) (1.74) ** Norge 0.42 0.60 (3.03) * (3.73) * Spania 0.33 0.23 (2.61) * (1.09) Sverige 1.00 0.10 (5.13) * (0.50) Sveits 0.78 1.12 (4.16) * (5.77) * Storbritannia -0.16 0.40 (0.66) (0.78) 1 ) Estimert med land-dummier (C i). Estimeringsmetode: OLS, absolutt t-verdi i parentes. * = Signifikant, 1% nivå, ensidig test, ** = Signifikant, 5% nivå, ensidig test, *** = Signifikant, 10% nivå, ensidig test.

109 Resultatene kan til en viss grad sammenlignes med de som ble rapportert av Andersen m.fl. (1981), selv om deres utvalg var mindre og metoden avviker noe fra vår. 13 Deres utvalg besto av 11 land og utvalgte år 1954-1972. For hvert land hadde de 8-10 observasjoner pr. år av forholdet mellom de to spesialiseringsindeksene. De fant en signifikant, positiv sammenheng for om lag halvparten av landene i utvalget. Interessant nok fant de mer støtte for hypotesen for de senere årene. Dette er i overensstemmelse med resultatene her. Det kan altså synes som om sammenhengen mellom «hjemmemarked» og «konkurranseevne» snarere styrkes enn svekkes over tid. Et annet aktuelt spørsmål i debatten er om alle hjemmemarkeder er like «viktige» for konkurranseevnen. For å kunne belyse dette, delte vi hjemmemarkedsindeksene inn i fire sektorer: Jordbruk, (tradisjonell) industri, produksjon av transportmidler, shipping og offentlig tjenesteyting. 14 Bortsett fra for shipping, hvor vi bare har én årlig observasjon pr. land (16 observasjoner), gir dette 4-7 observasjoner årlig pr. land for hver sektor (64-112 observasjoner pr. sektor). På bakgrunn av resultatene foran begrenser vi oss denne gangen til A. bruke data for 1987. Som tidligere bruker vi en F-test for A teste hvorvidt hjemmemarkedets innflytelse på konkurranseevnen er like sterk i alle sektorer. Resultatene (tabell 5) forteller om en positiv sammenheng mellom hjemmemarkedsindekser og konkurranseevneindekser i alle fem sektorer. Sammenhengen er imidlertid ikke like sterk overalt. Den er f.eks. langt sterkere i shipping, transportmidler og industri enn i jordbruks-sektoren. I gjennomsnitt er estimatet for «a» i disse tre sektorene tre ganger så høyt som for jordbruket. For offentlig sektor er estimatet for «a» lite presist, slik at sammenhengen her er mer usikker. 13 Se Fagerberg (1992) for en mer inngående diskusjon av de metoder og resultater som presenteres av Andersen m.fl. (1981). 14 «Jordbruk» inkluderer alle hjemmemarkedsindekser fra SITC-gruppene 0 og 24, mens (tradisjonell) «Industri» består av alle hjemmemarkedsindeksene fra SITC-gruppene 2 (bortsett fra 24), 6 og 8. «Transportmidler» omfatter indeksene for produksjon av biler og fly (SITC 732, 734), mens «Offentlig» sektor omfatter indeksene «Tele» og «Helse».

110 TABELL 5 ER ALLE HJEMMEMARKEDER LIKE BRA'? 1987 0.52s undustri S if = -I- 0.23S ijkordbruk + (2.74) (5.74) 0.89silchiPPing + 0.68Sitkransport + (6.59) (5.12) + 0.55s irentlig (1.67) R2 = 0.36(032) SER = 0.72 N = 368 F (5,347) = 3.89 (*) 1 ) Estimert ved minste kvadraters metode (OLS). Logaritmisk form (ligning 3). Absoluttet-verdier i parentes under estimatene. R 2 i parentes er R2 justert for frihetsgrader. F(5,347) er en test av om påvirkningen fra hjemmemarkedet varierer over sektorer. Stjerne indikerer signifikans på 5% nivå, dvs, at hypotesen om at påvirkningen er like sterk i alle sektorer, kan forkastes. 6. Avslutning Det syn at hjemmemarkedet kan påvirke konkurranseevnen positivt, er på ingen måte nytt. Inntil nylig har imidlertid dette synet blitt sett på med stor skepsis av tradisjonelle nyklassiske utenrikshandelsteoretikere. Ofte har nok argumentet om hjemmemarkedets betydning først og fremst blitt sett på som skalkeskjul for proteksjonisme. Men etter publiseringen av Michael Porters bok The Competitive Advantage of Nations har synspunktet om hjemmemarkedets betydning for konkurranseevnen fått

111 mange nye tilhengere, ikke minst i Norge. Han har imidlertid blitt kritisert for ikke å gi en egentlig forklaring på de sammenhenger han postulerer (Lommerud, 1992). Med utgangspunkt i nyere litteratur om innovasjon, ekstemaliteter og bruker-produsent-forbindelser har vi i denne artikkelen søkt gi en presisering av argumentet om hjemmemarkedets betydning for konkurranseevnen. Vi har argumentert for at et stabilt bruker-produsent-forhold kan ses som en institusjon som reduserer kostnadene ved læring/utvikling av ny teknologi, høyner læringstakten og bedrer muligheten for å internalisere positive eksterne virkninger. Siden kostnadene ved slike forbindelser kan antas å avta med «nærhet» i bred forstand (geografi, kultur, språk, institusjoner), vil de fleste stabile bruker-produsent-forhold være av nasjonal karakter, slik empirisk forskning også viser. Forutsatt at et lands komparative fortrinn, ihvertfall for relativt avanserte produkter, ligger i bransjer hvor landet har en rask teknologisk utvikling sammenholdt med andre land, skulle en ut fra det perspektivet som er skissert her, forvente at et land spesialiserer seg i de bransjer hvor landet, sammenlignet med andre land, har mange avanserte, nasjonale brukere. Det er denne versjonen av «hjemmemarkedshypotesen» vi har forsøkt A teste empirisk. Basert på en empirisk tilnærmingsmåte utviklet av Andersen m.fl. (1981) har vi testet hypotesen på data for 16 OECD-land og 23 par av eksportprodukter og hjemmemarkedssektorer for årene 1965 og 1987. Stort sett ga dataene solid støtte til hypotesen, selv om forklaringsgraden, som ofte i tverrsnittsundersøkelser, ikke var så høy. Betydningen av hjemmemarkedet for konkurranseevnen varierte imidlertid noe avhengig av hvilke sektorer brukerne hørte hjemme i. Brukere i sterkt internasjonaliserte sektorer (som industri og shipping) betød mer enn brukere i sektorer som i større grad har vært skjermet fra internasjonal konkurranse (son -) jordbruk og offentlig sektor). Dette er i overensstemmelse med synspunktene i Porter (1990). Det blir ofte hevdet at betydningen av hjemmemarkedet for konkurranseevnen burde forventes A avta med tiden på grunn av økende internasjonalisering og veksten i flernasjonale foretak. Dataene i denne undersøkelsen ga imidlertid ikke støtte til dette synspunktet. En mulig forklaring kan være, som foreslått av Porter (1990), at økende internasjonalisering har gått sammen med økt betydning av menneskeskapte komparative fortrinn, og at disse avhenger av nasjonale forhold.

112 «Det kunne virke som om globaliseringen av konkurransen gjør nasjonen mindre viktig. Men det ser isteden ut til å være motsatt. Med færre muligheter til å skjerme hjemlige bedrifter og næringer som ikke er konkurransedyktige, blir nasjonen mer viktig, fordi den er kilden til de ferdigheter og den teknologi som ligger til grunn for konkurranseevnen.» (Porter, 1990, s. 19, min oversettelse) Referanser Andersen, E.S., B. Dalum og G. Villumsen (1981). International Specialization and the Home Market, Aalborg University Press, Aalborg. Balassa, B. (1965) «Trade Liberalization and «Revealed» Comparative Adventage», The Manchester School, Vol. 33, No. 2. Dahmén, E. (1950/1970) Entrepreneurial Activity and the Development of Swedish Industry 1919-1939, American Economic Association Translation Series, Homewood. Fagerberg, J. (1992) «The Home Market Hypothesis Re-examined», i Bengt Åke Lundvall (red) National Systems of Innovation. Towards a Theory of Innovation and Interactive Learning, Pinter, London. Hallén, L., J. Johanson og S.M. Nazeem (1987) «Relationship Strength and Stability in International and Domestic Industrial Marketing», Industrial Marketing & Purchasing, Vol. 2, No. 3. Heum, Per (1992) «Storforetak og industriell utvikling Er disse lokomotivene?» Innledning presentert på LOS-konferansen «Næringspolitikk og økonomisk styring hva er mulig?», 19.9.92, Oslo. Håkansson, H. (1989) Corporate Technological Behaviour Cooperation and Networks, Routledge, London. Linder, S. Burenstam (1961) An Essay on Trade and Transformation, Almquist & Wicksell, Uppsala. List, Friedrich (1841) Das Nationale System der Politischen Ökonomie, J. G. Cotta, Stungart/Tiibingen. Lommerud, K.E. (1992) «Endogen Vekstteori og Porter-konseptet: Motsetningsforhold eller to sider av samme sak?», SNF Arbeidsnotat nr. 8711992. Lundvall, B. A. (1985) Product Innovation and User-Producer Interaction, Aalborg University Press, Aalborg. Lundvall, B. A. (1988) «Innovation as an Interactive Process from User-Producer Interaction to the National System of Innovation», i Dosi, G. et al (eds) Technical Change and Economic Theory, Pinter, London. OECD (1990) Health Care Systems in Transition, OECD, Paris. Perroux, F. (1956) «Note sur la notion de pole de croissance», Economie Appliquée, Paris. Porter, M. E. (1990) The Competitive Advantage of Nations, Macmillan, London.

113 Reinert, E. og M. Staude (1992) «Porters begrensning», Dagens Næringsliv 2.10.92, s. 3, Oslo. Reve, T., T. Lensberg og K. Grønnhaug (1992) Et konkurransedyktig Norge, Tano, Oslo. Romer, P.M. (1986) «Increasing Returns and Long-Run Growth», Journal of Political Economy, Vol. 94, No. 5. Sjøtro, G.-H. (1990) «Ny vekstteori: økonomifagets alkymi?» Arbeidsnotat nr. 3911990, Oslo: Senter for anvendt forskning, Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo. Vernon, R. (1966) «International Investment and International Trade in the Product Cycle», Quarterly Journal of Economics, Vol. 80, No. 1. Verspagen, B. (1992) «Endogenous Innovation in Neo-Classical Growth Models: A Survey», Journal of Macroeconomics, Vol. 14, No. 4. Appendix Kilden for utenrikshandelsdataene er OECD Trade Series C (verdi data). Data for helseutgifter ble tatt fra OECD (1990), data for handelsflåte og telefon-linjer fra UN Statistical Yearbook, diverse årganger. øvrige data fra OECD National Accounts. Konstruksjon av hjemmemarkedsindekser (I) Tele og Helse T i = Telefonlinjer i land j (i = 1,...,j,...,n) = Antall innbyggere i land j Indeksen kan da skrives slik: T. Ti I = I N. L J Tilsvarende for helsetjenester hvor T totale private og offentlige utgifter til helsetjenester i løpende priser, omregnet til felles valuta (årsgjennomsnitt for valutakursen). Shipping S i = Handelsflåte, land j, i 1000 tonn = Total eksport av varer tjenester fra land j i løpende priser, felles valuta Si X. J

114 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 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» på 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 22 86 97 00

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 108 ( 1993), 115-147 ARBEIDSTILBUDET BLANT ENSLIGE MØDRE OG GIFTE KVINNER Av Marit Ronsen og Steinar StrOm * 1. INNLEDNING Denne artikkelen bringer de empiriske resultatene fra en spørreundersøkelse foretatt høsten 1990. Undersøkelsen gjaldt enslige mødres tilbud av arbeid og spesielt hvordan dette tilbudet påvirkes av stønader og skatteregler. Siden mange trolig ikke kjenner stønadsordninger og skatteregler for aleneforsørgere, gir vi en kort beskrivelse av forhistorien og ordningene slik de var da vi foretok undersøkelsen, høsten 1990. Ordningene er stort sett de samme idag, med visse justeringer av beløpene som inngår. Den første landsdekkende trygdeordningen for enslige forsørgere ble innført med Lov om enke- og morstrygd i 1964. Loven omfattet bare enker og ugifte mødre. Da ordningen ble innlemmet i folketrygden, ble ytelsene til enkene erstattet av etterlattepensjon etter lovens kapittel 10 og ytelsen til de ugifte mødrene av overgangsstønad etter kapittel 12. Skilte og separerte forsørgere ble først omfattet av folketrygdloven i 1981, og fikk da rett til de samme ytelsene som ugifte forsørgere hadde etter loven. I praksis innebar reformen stort sett bare en inkorporering av ytelser som allerede var gitt med hjemmel i en midlertidig lov fra 1971, der folketrygden refunderte halvparten av de stønadsutgiftene kommunen hadde hatt. Administrativt innebar endringen at ordningen ble overført fra de kommunale sosialkontorene til trygdeorganene. I utformingen av de økonomiske hjelpetiltakene står en overfor to målsettinger som lett kan komme i konflikt med hverandre. For det første ønsker en å sikre eneforsørgerne og barna rimelige levekår sa lenge barneomsorgen gjør det vanskelig å forsørge seg selv ved eget arbeid. Midlene skulle fordeles etter såkalte faktiske behov og tilsa at ytelsene fra folketrygden skulle reduseres dersom eneforsørgene skaffet seg inntekt på annen måte, f.eks gjennom arbeid. For det andre ønsket en å gjøre stønadsmottakerne selvhjulpne. Denne attføringstanken kom bl.a. til uttrykk i forarbeidene til enke-og morstrygden, der det het: «Ut fra forskjellige synspunkter vil det være best å gi ensligstilte kvinner en hjelp som ikke hemmer, men tvertimot kan tilskynde henne til å skaffe seg inntekt ved eget arbeid». * Harald Goldstein har deltatt i utarbeidingen og gjennomføringen av spørreundersøkelsen.

116 I et forsøk pd d forene målsettingene om rimelige levekår og hjelp til selvhjelp ble størrelsen pd morstrygden satt noe lavere enn det beløpet en beregnet at moren trengte for d forsørge seg og barna (Ryen 1989). En satset åpenbart pd inntektseffekten i tilbudet av arbeid: Jo lavere inntekten er, desto høyere venter en at tilbudet av arbeidet er. Tilbudet av arbeid er imidlertid også avhengig av merinntekten ved d tilby en ekstra time. Avkortingen av stønadene i takt med stønadsmottakerens arbeidsinntekt kan derfor virke dempende pd aleneforsørgerens ønske om arbeid utenfor hjemmet. Jo sterkere avkortingsreglene praktiseres, desto sterkere kan de negative virkningene pd arbeidstilbudet bli. Folketrygdens regler for reduksjon eller avkorting av overgangsstønaden til ugifte, separerte og skilte forsørgere har vært praktisert svært strengt og kan ha bidratt til yrkespassivitet og/eller svart arbeid. Årsaken til avkortingen skyldtes målsettingen om at aleneforsørgere ikke skulle få både i pose og sekk, dvs både høye stønader og høye arbeidsinntekter. Avkortingsreglene ble dempet ganske kraftig fra og med 1.1 1990, slik at ugifte, separerte og skilte forsørgere nå har de samme avkortingsreglene som enker. En kan si at fra 1.1.1990 har myndighetene satset mer på A. gjøre det attraktivt d arbeide i form av lavere effektive marginalskatter enn d «tvinge» alenemødrene ut i arbeid ved lave stønader. Avkortingsintervallet ble imidlertid utvidet slik at endringen 1.1. 1990 førte til økte effektive marginalskatter for alene-forsørgere med lønnsinntekter mellom kr 103 000 og kr 151 000 (1990 kr). Ugifte, separerte og skilte forsørgere som midlertidig er ute av stand til d forsørge seg ved eget arbeid, får overgangsstønad med særtillegg dersom de er helt alene om den daglige omsorgen for barnet, og ikke lever sammen med en de har barn sammen med. Overgangstønaden tilsvarer grunnbeløpet i folketrygden og utgjorde pr 1.5.1990 kr 34 000. Særtillegget fastsettes som en viss prosent av grunnbeløpet, pr 1.5 1990 58 prosent, slik at ytelsen tilsammen var pd kr 53 720 i 1990. Enslige forsørgere som er i arbeid eller under utdanning, kan få stønad til barnetilsyn og eventuelt til utdanning. Stønaden til barnetilsyn utgjorde i 1990 kr 582 pr måned for det første barnet og kr 233 pr måned for hvert av øvrige barn. Utdanningsstønaden utgjør ikke noe fast beløp, men skal dekke de faktiske utgiftene under utdanning. Stønaden kan gis i inntil tre år. Folketrygdens ytelser til enslige foreldre opphører vanligvis når barnet er ferdig med tredje skoleår, dvs når det er ca 10 år. Overgangsstønaden med særtillegg er en inntektsprøvet ytelse. Dersom stønadsmottakeren tar arbeid og inntekten er større enn 0,5G, dvs kr 17 000

117 i 1990, blir stønaden redusert. Før 1.1. 1990 skjedde denne reduksjonen i to trinn. Grunnbeløpet ble først redusert med 40 prosent av den delen som oversteg 0,5G. Deretter ble særtillegget beregnet i prosent av det avkortede grunnbeløpet. I 1989 utgjorde særtillegget 57 prosent av grunnbeløpet, slik at den totale avkortingssatsen i 1989 var pd hele 62,8 prosent (40%+0.4*57%). Fra og med 1.11990 ble avkortingsreglene endret, og slik at grunnbeløpet og særtillegget avkortes under ett med 40 prosent av den inntekten som overstiger 0,5G. Fra 1989 til 1990 ble dermed avkortingssatsen redusert med hele 22,8 prosentenheter. I tillegg til ytelsene nevnt hittil har enslige forsørgere krav på en ekstra barnetrygd, dvs med ett barn får forsørgeren barnetrygd for to barn, med to barn får forsørgeren trygd for tre barn, osv. Folketrygden forskutterer dessuten avtalt underholdsbidrag, og har på den måten overtatt risikoen for manglende bidragsinnbetaling. Pr 1.6 1990 utgjorde forskuddet kr 860 pr måned pr barn. Hvis bidragsyter betaler mer i underholdsbidrag enn det forskutterte beløpet, blir overgangsstønaden redusert i forhold til overskytende bidrag. Før 1.1 1990 skjedde denne avkortingen krone mot krone, men etter 1.1.1990 er reduksjonen begrenset til 70 prosent av overskytende bidrag. Overgangstmad og bidragsforskudd er skattepliktig inntekt. De andre ytelsene er skattefrie. Enslige forsørgere blir lignet i skatteklasse 2. Det gis et ekstra minstefradrag i bidragsforskuddet. Dersom nettoinntekten, dvs brutto skattepliktig inntekt minus tillatte fradrag, ikke oversteg kr 55 200 i 1990, skal det ikke betales skatt. Ved høyere inntekter skal skatten ikke overstige 50 prosent av inntekter utover kr 55 200. 11990 ble det gitt et forsørgerfradrag i skatten på kr 1 820 pr barn. Dersom det ikke betales skatt eller skatten er mindre enn forsørgerfradraget, utbetales hele beløpet eller differansen som forsørgerstønad. Den lavere satsen for avkorting av overgangsstønaden fra og med 1.1 1990 førte til at avkortingsintervallet, dvs det inntektsintervallet der det er mulig å motta redusert stønad, ble utvidet. 11989 falt overgangstmaden bort ved en arbeidsinntekt på 3G. Etter regelendringen i 1990 falt overgangsstønaden bort ved 4,45G, dvs ved kr 151 300 i 1990. I tabell 1 viser vi disponible inntekter og effektiv marginalskatt før regelendringen 1.11990 og etter. Med disponible inntekter mener vi summen av alle stønader nevnt ovenfor og eventuelle arbeidsinntekter minus skatt. For A isolere virkningen av selve regelendringene for alenemødre har vi benyttet skattereglene for 1990 i beregningene av disponible inn- 4 - NOT

118 tekter og effektive marginalskatter. Med effektive marginalskatter mener vi summen av ordinære marginalskatter og avkortingssatser. I tabellen har vi bare tatt med de lønnsinntektene som utgjør grenser for intervall der det skjer skift i effektiv marginalskatt med enten gamle eller nye avkortingsregler. Beregningene gjelder aleneforsørgere med ett barn under 10 år. Tabell 1. Disponible inntekter og effektive marginalskatter etter stigende lønnsinntekter. Marginale avkortingsregler før og etter 1.11990 (kalt henholdsvis gamle og nye regler). Skatteregler for 1990. Aleneforsørgere med ett bam under 10 dr. Alle beløp i 1990 kr. Lønnsinntekt Disponible inntekter Gamle Nye regler regler Effektive marginalskatter (prosent) Gamle Nye regler regler 1 000 84 848 84 848 0.0 0.0 5 000 87 228 87 228 50.0 50.0 10 000 89 728 89 728 50.0 50.0 12 000 91 008 91 008 30.0 30.0 17 000 94 508 94 508 30.0 30.0 18 000 94 892 95 008 61.6 50.0 21 000 95 714 96 178 81.6 70.0 70 000 104 730 110 878 81.6 70.0 72 000 105 098 111 620 81.6 62.8 102 000 110 618 122 792 81.6 62.8 103 000 111 118 123 164 50.0 62.8 114 000 116 618 127 261 50.0 62.8 116 000 117 783 128 006 33.8 62.8 151 000 140 953 141 040 33.8 62.8 153 000 142 277 142 277 33.8 33.8 156 000 144 263 144 263 33.8 33.8 158 000 145 465 145 465 43.8 43.8 185 000 160 639 160 639 43.8 43.8 187 000 161 677 161 677 50.8 50.8 200 000 168 073 168 073 50.8 50.8

119 Vi ser av tabell 1 at de effektive marginalskattene er tildels svært høye selv ved lave lønnsinntekter. Regelendringen den 1.1. 1990 førte til endringer både i disponible inntekter og effektive marginalskatter. De effektive marginalskatter er tildels svært forskjellige før og etter regelendringen. Vi ser forøvrig at forskjellene i disponible inntekter og effektive marginalskatter er avhengige av lønnsinntekten. I tabell 2 viser vi endringene i disponible inntekter og effektive marginalskatter. Siden økonomisk teori indikerer at arbeidstilbudet øker dersom marginalskatten og den disponible inntekten gar ned, har vi antydet forventet retning for endring i arbeidstilbudet, gitt at aleneforsørgeren i utgangspunktet har en lønnsinntekt som vist i tabell 1. Tabell 2 sier derfor ingenting om virkningen pa tilbud av arbeid gitt at alenemoren ikke arbeidet i det hele tatt før regelendringen. Tabell 2. Retningen for endring i disponible inntekter og effektive marginalskatter. Antatt virkning på arbeidstilbudet. Intervall for Disponible Effektive Arbeidslønnsinntekt inntekter marginalskatter tilbud 1000-17000 Uendret Uendret Uendret 18000-102000 Litt opp Mye ned Opp? 103000-151000 Litt opp Opp Ned 152000 og over Uendret Uendret Uendret Vi ser at den antatte virkningen pa arbeidstilbudet av regelendringen er trolig «opp» for noen, og ned og uendret for andre. Virkningen på arbeidstilbudet fra alenemødre som gruppe er derfor usikker. Som økonometrikere var det flere årsaker til at vi ønsket å foreta en analyse av alenemødrenes tilpasning i arbeidsmarkedet i 1989 og 1990. For det første har alenemødrene en interessant budsjettbetingelse med tildels svært høye effektive marginalskatter ved lave lønnsinntekter. For det andre skjedde det store endringer i budsjettbetingelsen fra 1989 til 1990. En slik endring er omtrent som et laboratorie-eksperiment og bør være av interesse for samfunnsforskere. Det er flere måter å utnytte et slikt reellt eksperiment på. En kan samle inn data fra før og etter endringen og ana-

120 lysere om endringene har endret atferden til de som er berørt av endringene. Alternativt kan en samle inn data fra før og etter endringen av budsjettbetingelsen for d teste om den underliggende preferansestrukturen er den samme. I såfall kan eventuelle endringer i atferd tilskrives endringene i budsjettbetingelsen og ikke preferansestrukturen. Estimering av preferansestrukturen gjør det også mulig å estimere inntekts- og marginallønnsvirkninger på arbeidstilbudet. Som nevnt var attføringsfilosofien tidligere noe preget av en oppfatning om at det var sterke inntektseffekter tilstede i arbeidstilbudet. I denne artikkelen tar vi i hovedsak sikte pd å vise resultatene fra å estimere en arbeidstilbudsmodell på tverrsnittsdata fra 1989 og fra 1990. Resultatene kan vise om preferansestrukturen er den samme når en bruker to forskjellige datasett med klart forskjellige budsjettbetingelser. Dessuten kan en få estimert inntekts-og marginallønnseffekter. Den estimerte modellen kan forøvrig benyttes til å simulere endringer i arbeidstilbudet for å se hvor godt modellen forklarer endringene i observert atferd. Dette siste vil ikke bli gjort i denne artikkelen. Arbeidstilbudet er forutsatt A følge fra en maksimering av nytte eventuelt forventet nytte gitt budsjettbetingelsen. Dette innebærer at arbeidstilbudet er avhengig av økonomiske størrelser som lønnsnivå, skatte- og stønadsregler, samt arbeidsfrie-inntekter utover stønader. Ved siden av disse variablene har vi trukket inn variable som kvinnens alder, antall barn og alderen på det yngste barnet. Vi har også estimert en arbeidstilbudsmodell for en kontrollgruppe, bestående av gifte og samboende. Felles for begge gruppene er at de må ha barn under 10 år. Artikkelen er organisert som følger. I kapittel 2 beskriver vi den økonomiske modellen. Vi trekker inn at aktørene kan ha en manglende kjennskap til budsjettbetingelsen og viser hvordan denne manglende kunnskapen på en enkel måte kan tas hensyn til i modellen. Kapittel 3 gir den økonometriske utformingen vi har valgt, og kapittel 4 viser tilbudselastisiteter som folger av den økonometriske modellen. I kapittel 5 gis det en kort beskrivelse av datainnsamlingen og de data vi har brukt. Kapittel 6 beskriver estimeringsmetoden og kapittel 7 gir resultatene av estimeringen med tolkning av resultatene. Kapittel 8 bringer konklusjoner og forslag til videre arbeid. I Rønsen og Strøm (1991 a og b) er det gitt en detaljert beskrivelse av skatte- og stønadsregler i vanlig tekst og i form av et SAS-program, trek-

121 king av utvalg og datainnsamling, summarisk statistikk for 1989 og 1990, estimeringsresultater for et stort antall alternative utforminger av den økonometriske modellen, samt en kopi av det benyttete spørreskjemaet. I Aaberge og Strøm (1992) er det estimert overgangsrater mellom ulike tilstander i arbeidsmarkedet basert på data fra 1989 og 1990. 2. MODELL 2.1 Aktorene har fullt kjennskap til skatte-og stønadsreglene Arbeidstilbudsmodellen er basert på mikroøkonomisk teori. Modellen består av to deler. Den første delen beskriver hva som er individets valgmuligheter. Dette gjøres ved å bestemme tids- og budsjettrestriksjonen. Tidsrestriksjonen sier at summen av fritid og arbeidstid må være lik en konstant. Budsjettrestriksjonen sier hvor mye individet kan konsumere ved ulike arbeidstider. Modellen er statisk og forutsetter at hele den disponible inntekten blir brukt til konsum. Den disponible inntekten er definert som summen av lønnsinntekt, stønader og annen arbeidsfri inntekt, fratrukket skatt. For gifte/samboende mødre behandles ektefellens/samboerens inntekt slik at hans inntekt etter skatt legges til kvinnens. Konsumet som inngår i modellen gjelder for hele husholdningen. I modellen for gifte/samboende tas mannens tilpasning for gitt, og hans inntekt etter skatt behandles som en eksogent gitt størrelse. Den andre delen av modellen er preferansefunksjonen. Den viser hvordan individene veier nytten av forbruk mot nytten av fritid. Det hadde vært ønskelig med data som gjorde det mulig å skille ut husarbeid fra andre ikke-lønnete aktiviteter. Vi har ikke muligheter til det og husarbeid er derfor inkludert i hva vi kaller fritid. Fritid er dermed å forstå som all annen tidsbruk enn lønnet arbeid. Det er grunn til å regne med at alderen og tallet på barn i familien virker inn på muligheten for å kombinere arbeid utenfor hjemmet med husarbeid. Av den grunn har vi inkludert alderen på det yngste barnet og antall barn blant de variable som påvirker preferansene; dvs. avveiningen av økt forbruk mot mer «fritid». Modellen tillater at folk i ulike aldersgrupper kan ha ulike preferanser. Dette kan enten være som følge av at individene kommer fra ulike tidsperioder (en kohorteffekt) eller som følge av en ekte alderseffekt. Vi forutsetter at individene kjenner timelønnen sin før skatt og tar den for gitt når de tilpasser seg.

122 Modellen vi benytter er (se f. eks Dagsvik et.al. (1988)) og Aaberge et.al. (1989) den følgende: max U(C,h,Z), h,c C + S(wh) + k -T(wh+S(wh)), 0 5_ h5_730 C er husholdningens konsum. k er ektefellens/samboerens inntekt etter skatt. Selv enslige mødre kan ha en samboer. De kan likevel være stønadsmottagere og dermed være definert i vårt materiale som enslige mødre. I såfall kan de ikke ha et felles barn. h er timer arbeidet og Z er observerbare egenskaper ved husholdningen som forsørgerens alder, antall barn og barnas alder mv. w er timelønnen, S er stønader og andre bidrag, og T er skattene. Stønadene avhenger av lønnsinntekten og slik at de reduseres med lønnsinntekten som beskrevet ovenfor. Skattene avhenger av lønnsinntekten og stønadene. U er nytte og likning (1) innebærer at en husholdning med kjennetegnene i Z-vektoren har en nytte som avhenger av konsum og fritid. Videre sier (1)-(3) at individet maksimerer nytten under gitte og kjente bibetingelser. Likning (2) er budsjettbetingelsen og sier at konsumet (pr. Ar med oktober som en representativ måned, se nærmere redegjørelse i neste kapittel) i husholdningen ikke kan overstige husholdningens disponible inntekt. Spesifikasjonen innebærer at vi ser bort fra at ektefeller kan skatte sammen. 11989 og 1990 var dette mulig; men var bare lønnsomt hvis den ene eller begge i et ektepar hadde en svært lav inntekt. Betingelsen (3) sier at den maksimale arbeidsinnsatsen pr. mnd. må være mindre enn eller lik 730 timer (=8760/12). Vi antar at nyttefunksjonen er voksende og strengt konkav i konsum og fritid og at den disponible inntektsfunksjonen, dvs lønnsinntekter pluss stønader minus skatt, er overalt deriverbar og konkay. Tabell 1 indikerer at forutsetningene om den disponible inntektsfunskjonen er noe kontroversielle, jfr. også Rønsen og Strøm (1990), og er slakket på i en oppfølgende analyse uten at denne bragte noen vesentlige andre estimater av parametre i nyttefunksjonen enn de som vil bli vist senere.

123 Med våre forutsetninger om konkav nytte og konvekse budsjettmengder innebærer modellen (1)-(3) at kvinnen treffer sitt valg om arbeid utenfor hjemmet eller ikke (h>0 kontra h=0) og antall timer arbeidet (h, gitt at h>0) ut fra en avveining av det ekstra konsum arbeid utenfor hjemmet kan bety, og den mindre «fritid» et slikt arbeid kan innebære. La Uc(C,h,Z) og -U h(c,h,z) stå for henholdsvis grensenytten av konsum og fritid og la r(c,h,z) være definert ved (C,h,Z) (4) r(c,h,z) h UJC,h,Z) La videre marginallønnen m være gitt ved (5) m(w,wh) wd(wh)mw(1 -T'(wh,S(wh))) (1 + S'(wh)) hvor w er timelønnen og d(wh) er den marginalsatsen som transformerer timelønnen til en marginallønn. T'(.) er den marginale skattesatsen, som er positiv, og S'(.) er den marginale stønadssatsen, som er negativ. Vi ser at for h=0 er m(w,0)=wd(0). Gitt forutsetningene får vi følgende nødvendige betingelser for nyttemaksimum, (6) h = 0 hvis m(w,0) 5_ r(c(0),o,z) h>0 ellers og bestemt ved (7) m(w,wh) = r(c(wh),h,z) hvor C(wh) er konsumet og det fremgår av (2) at konsumet kan skrives som en funksjon av wh. Merk at S(0) ikke er lik 0.

124 m(w,0) gir marginallønnen for den første timen arbeidet. Dersom kvin-- nen er gift, kan hun skatte sammen med mannen. I så fall vil hennes marginalskatt for den første kronen tjent være lik mannens marginalskatt. Dette har vi tatt hensyn til i den empiriske analysen av gifte mødres tilpasning. Størrelsen r kan kalles kvinnens skyggepris på fritid. Den er definert som vist i (4), som forholdet mellom grensenytten av fritid og grensenytten av konsum, og gir uttrykk for det antall kroner i økt konsum et individ må ha i kompensasjon for d oppgi «litt» fritid, gitt uendret nyttenivå. r(c(0),0,z) viser hva denne kompensasjonen må være når individet i utgangspunktet arbeider null timer. C(0) er det konsumet som da er mulig for husholdningen. Merk at dette konsumet avhenger av en eventuell ektefelles/samboers nettoinntekt og for en alenemor av stønader ved null lønnsinntekt. Likning (6) sier at kvinnen velger ikke d arbeide dersom marginallønnen for den første kronen tjent er mindre enn eller lik skyggeprisen på fritid for den første timen arbeidet. I motsatt fall velger hun å arbeide og da et antall timer bestemt ved at marginallønnen skal være lik skyggeprisen på fritid (likning (7)). 2.2 Usikkerhet om skattesatsene. Skatte- og stønadsreglene for enslige mødre er kompliserte, jfr. beskrivelsen av reglene i Rønsen og Strøm (1990). Forutsetningen om at individene har perfekt kjennskap til skattereglene kan derfor virke vel drøy. I intervju-undersøkelsen har vi stilt enslige mødre flere spørsmål om kjennskap til reglene. Det er bare 28,5% av de spurte som svarer at de kjenner reglene godt, 56,4% svarer at de kjenner noe til reglene og hele 15,1% svarer at de ikke kjenner reglene. Det manglende kjennskapet til reglene reiser mange spørsmål, også av økonomisk-politisk karakter. Disse skal vi komme tilbake til i konklusjonskapitlet. Her skal vi ta opp noen analytiske problemer. Hvis vi ignorerer informasjonen om det manglende kjennskapet til skattereglene blant noen kvinner, kan vi i den empiriske analysen feilaktig tillegge skattene mindre vekt i d forklare individenes atferd. Årsaken er at når individene ikke har kjennskap til skattereglene, er det liten grunn til å vente at skattene har noen virkning på atferden. Vi har derfor endret

125 modellen foran noe ved A forutsette at individene beslutter under usikkerhet, dvs vi antar at de maksimerer forventet nytte. Usikkerheten er knyttet til budsjettbetingelsen. Arbeidstilbudsmodeller avledet fra maksimering av forventet nytte kan være vanskelige å estimere, se teks Strøm (1991). For å få en håndterbar økonometrisk modell har vi derfor tilnærmet førsteordensbetingelsene med en første-ordens Taylorutvikling av de funksjonene som inngår. Det gjør at vi kan benytte førsteordensbetingelsene (6) og (7) bare ved å erstatte alle marginale skatte- og stønadssatser med forventete skatte- og stønadssatser. (En mer generell - men ikke-økonometrisk - behandling av alenemødres tilpasning er vist i Rønsen og Strøm (1991)). Det vi har gjort noe ad hoc er følgende: For de alenemødre som svarer at de kjenner reglene godt, har vi ikke korrigert skattesatsene. For de som svarer at de ikke kjenner reglene er skatte- og avkortingssatsene multiplisert med 0,5. Begrunnelsen er at dette kan reflektere at aktørene «kaster krone/mynt» mht. skattenes variasjon rundt et sant nivå for skattene. For de som svarer at de kjenner reglene noe, men ikke helt, har vi multiplisert med 0,75. Merk at dette opplegget bare gjelder enslige mødre. Vi antar at gifte og samboende har fullt kjennskap til skattereglene. Begrunnelsen for denne assymetriske behandlingen av de to gruppene er at budsjettbetingelsen for de enslige mødrene er mye mer komplisert enn for gifte og samboende. 3. ØKONOMETRISK UTFORMING Nyttefunksjonen er spesifisert som CO -1 (1-vhr -1 A, (8) U = P 4-a hvor 1 (9) v 730 og (10) log(av) = Za + E2.

126 Z er en vektor bestående av variablene (1, kvinnens alder, kvinnens alder kvadrert, antall barn, alderen på yngste barn), a er en tilhørende ukjent koeffisientvektor. e 2 er en stokastisk variabel som skal fange opp anlytikernes uvitenhet om individenes preferanser. Koeffisientene p og a er ukjente koeffisienter. Nyttefunksjonen er strengt konkav for a og f3 begge mindre enn 1. En av dem kan tillates være lik 1 uten at modellen bryter sammen. Når a og p går mot null, går nyttefunksjonen mot en log-lineær funksjon. Lønnsrelasjonen er gitt ved (11) log w = Xb + e l, hvor X er vektoren: (1, alder, alder kvadrert, utdanning). e i er en stokastisk variabel som tar vare på ikke-observerbare variable som påvirker lønnen. Siden vi har til hensikt å analysere valget mellom arbeid i og utenfor hjemmet, er vi avhengige av å anslå den timelønn en hjemmeværende kvinne kunne ha fått dersom hun tok arbeid utenfor hjemmet. Vi estimerer derfor en sammenheng mellom den timelønn vi observerer blant de som arbeider, og lønnsbestemmende variable som utdanning og alder. I denne estimeringen tar vi hensyn til at de vi observerer timelønnen for, har foretatt et valg om å arbeide utenfor hjemmet. Det kan derfor være tilstede en seleksjonseffekt i materialet. Timelønnen er forøvrig ikke observert direkte, men beregnet som forholdet mellom den oppgitte månedslønnen i oktober måned før skatt, og den oppgitte arbeidsinnsatsen i oktober måned. Månedsdata lager et periodiseringsproblem. Skatte- og stønadsregler er knyttet til årsinntekter, mens de data vi har samlet inn er for oktober måned i henholdsvis 1989 og 1990. Vi har latt modellen gjelde for tilbudet av arbeid i oktober maned. Skatt og konsum er regnet om til månedsbasis. Oktober er en måned med få spesielle fridager og ferie, og burde derfor være representativ for individers virksomhet over et lengre tidsrom. Dette var også den viktigste årsaken til at oktober ble valgt. e l og e2 forutsettes å være bivariat ekstremverdi fordelte med forventning null, samme varians 0 27c/6 og korrelasjonskoeffisient (1-p 2). Forutsetningen om lik varians er restriktiv og i en alternativ beregning

127 har vi derfor antatt at E-ene er normalt fordelte med ulik varians. Den forste forutsetningen gir en LOGIT-modell. Den andre gir en PROBITmodel Vi vil bare vise resultatene av LOGIT modellen siden PROBITmodellen ikke ga signifikant forskjellige anslag på parametre i nyttefunksjonen, se Rosen og Strom (1991a). Stokastikken som er introdusert i modellen, gjør at såvel marginallønnen som skyggeprisen på fritid blir stokastiske variable. Av (4)-(11) følger h>0 hvis E q(0), (12) der E = (E2 E l ) a*, a* = (l/ap), og hvor E er logistisk fordelt med forventning null og varians n 2/3. Gitt h>0, så er h bestemt ved (13) q(wh) a*(a 1) log (1 vh) = E der (14) q(wh) = a*[log((1-t'(wh,s(wh))) (1 + S'(wh))) + Xb Za (113)logC(wh)]. Merk at q(0) ikke er stokastisk selv for økonometrikeren. Av (12) følger sannsynligheten for yrkesdeltakelse, Pr (h>0) = Pr (Eq(0)). Kaller vi denne sannsynligheten for P får vi (15) 1 P 1+e-o) Av uttrykket for lønnsrelasjonen følger det at den forventete log-marginallønnen er lik E[logm(w,wh)] E[log((1 - T' (wh,s(wh)))(1+s' (wh)))] + Xb. Den betingete forventningen gitt w og h=0, er log ((1 - T' (0,S)) (1+S' (0))) + Xb.

128 Av (14) ser vi at dette siste uttrykket inngår i q(0) med koeffisienten a*. Dersom p>0, dvs. dersom E-ene er positivt korrelerte, er cy*>0. Da følger det at q(0) øker med marginallønnen og av (15) følger det da at P Øker med marginallønnen. Av (14) og (15) ser vi videre at såsant 13<1, vil P avta med C(0), dvs. med husholdningens disponible inntekt når kvinnen ikke arbeider. Vi venter derfor at den estimerte sannsynligheten for yrkesdeltakelse, P, vil øke med marginallønnen avta med husholdningens konsum, gitt at kvinnen ikke arbeider. Dessuten vil vi vente at P øker med alderen på yngste barn avtar med antall barn. Den direkte virkningen av alder på sannsynligheten for yrkesdeltakelse kan være mer uklar, men blant kvinner med små barn vil vi vente en positiv sammenheng. 4. TILBUDSELASTISITETER Av modellen kan vi utlede en rekke tilbudselastisiteter. Det er rett frem A vise at elastisitetene av yrkesdeltakelsen P mhp. marginallønn (gitt w), m(w,0), og husholdningskonsum C(0), er henholdsvis (16) dlogp = (1-P) dlogm (17) dlogc(o) dlogp = (1 13)* ( 1 = ( 1-13) dlogp cnogni. Hvis u*>0, er dlogp/dlogm>0 og hvis i tillegg 13<1, er dlogp/dlogc(0)<0. Av (13) kan vi finne elastisitetene av forventet h (forventet av økonometrikeren) mhp. den betingete forventingen av marginallønn (betinget mhp. timelønn og arbeidstimer) og den virtuelle inntekten. Den virtuelle inntekten er definert som konsum fratrukket produktet av marginallønnen

129 og timer tilbudt. La de to elastisitene være henholdsvis dlogh/dlogm og dlogh/dlogi. Vi får da mh 1 + (f3 1) (18) dlogh C dlogm = mh vh (1 13)- + (1 a) 1 vh og c mh) - 1) (1 (19) dlogh di g1 (1 p)m h + (1 a) vh 1 vh Vi ser av (18) og (19) at hvis a<1 og 13<1 (en kan være lik 1), er nevneren i de to elastisitetene positive. Med f3<1 er inntektselastisiteten klart negativ. Fortegnet på lønnselastisiteten følger ikke av størrelsene på a og 13 alene. Av (19) ser vi dlogh diogm storre/lik/mindre 0 (20) mh 1 ettersom mindrellikl storre enn C 1-13 Modellen tillater med andre at tilbudskurven for arbeid kan være svingformet, med et stigende og avtagende parti. Den nyttenivakonstante elastsiteten av arbeidstilbudet mhp. lønn (Slutsky-elastisitetene), h m., er gitt ved

130 1 (21) hmu mh vh (1-43) e- + (1 a) 1 vh og vi ser at {aj) mindre enn 1 gir h mu>0. Av (18), (19) og (21) ser vi at (22) dlogh = E3 h dlogh dlog/ mu dlogm 5. DATA OG ESTIMERINGSMETODE Utvalget består av to grupper, en studiegruppe og en kontrollgruppe. Enhetene i studiegruppen er enslige mødre med barn under 10 år, mens enhetene i kontrollgruppen er gifte eller samboende kvinner med barn under 10 år. Med enslige mødre forstås kvinner som er enslige forsørgere i folketrygdens forstand, og som vil ha krav på overgangsstønad med særtillegg dersom de midlertidig er ute av stand til å forsørge seg selv ved eget arbeid. Dette gjelder ugifte, skilte og separerte kvinner som er alene om den daglige barneomsorgen (gjelder bare i forhold til den andre av barnets foreldre), og som ikke lever sammen med en de har barn sammen med eller er skilt eller separert fra. Overgangsstønaden faller vanligvis bort når barnet er ferdig med 3. klasse, dvs, når det er ca. 10 år. Utvalget er trukket fra SSB 's folkeregister. Moren er definert som enslig forsørger dersom hun ikke er gift, og ikke har samme bostedsadresse som barnets far. Ellers er hun definert som gift/samboer. Denne definisjonen innebærer at vi også får med enker blant de enslige mødrene. Enker har krav på de samme stønader som ugifte, skilte og separerte, men kan også motta eventuell tilleggspensjon etter avdød ektefelle. Det ble trukket ut 1000 personer i hver gruppe, som alle fikk tilsendt spørreskjema med introduksjonsbrev (se Rønsen og Strøm (1991a)). Utsendelsen fant sted 5. november 1990. Svarprosenten blant gifte/samboende var noe høyere enn blant enslige moire (62.1 mot 55.4 prosent). I begge gruppene var det en forholdsvis stor gruppe vi ikke fikk svar fra. Manglende svar (frafall) i utvalgsundersøkelser kan føre til at utvalget av de personer som har svart (nettoutvalget) er for-- skjellig fra det uttrukne utvalget (bruttoutvalget) med hensyn til viktige kjennemerker. I vårt tilfelle har vi registeropplysninger om enkelte kjennemerker

131 i bruttoutvalget, slik som morens alder og nasjonalitet, antall barn og barnas alder. Ved A sammenligne hvordan disse variablene er fordelt i henholdsvis bruttoutvalget og nettoutvalget, kan vi undersøke om frafallet har ført til skjevheter med hensyn til disse kjennemerkene. Det har det ikke gjort. I spørreundersøkelsen ble intervjuobjektene spurt om sin situasjon i to tidsrom, oktober måned 1989 og oktober måned 1990. Analysene er basert på en tveffsnittsgruppering av datamaterialet. Vi får da 4 grupper mødre: enslige mødre i oktober 1989, enslige modre i oktober 1990, gifteisamboende mødre i oktober 1989 og gifte/samboende mødre i oktober 1990. For A få mest mulig homogene grupper er mødrene gruppert etter deres faktiske situasjon i referansemåneden, dvs, om de kunne regnes som enslige mødre eller ikke på det tidspunktet vi spør etter. Tabell 3 viser sammensetningen og størrelsene på tverssnittsgruppene. Tabell 3. Sammensetningen av tveffsnittsgrupper for analyseformål Enslige mødre 89: Enslige mødre 90: Ikke gifte, gruppe 1 507 548 + Ikke gifte/samboere, gruppe 2 8 8 515 556 - Samboere, gruppe 1 mibarnetr. tilsvarende ikke-enslig 27 - Ingen hjemmeboende barn 47 74 4 I alt i tverrsnittsgruppen 441 552 Gifte/samboere 89: Gifte samboere 90: Gifte, gruppe 1 46 5 + Gifte/samboere, gruppe2 613 613 + Samboere, gruppe 1 m/barnetr. tilsvarende ikke-enslig 27 686 618 - Ingen hjemmeboende barn 46 1 - Skjema for sent til analyse 2 48 2 3 I alt i tversnittsgruppen 638 615

132 Et viktig spørsmål i en analyse som denne, er å definere hva vi mener med «A være i jobb», dvs være i en situasjon hvor h>0. I denne artikkelen har vi valgt følgende definisjon: Dersom en person har svart ja på «Utførte du noe inntektsgivende arbeid i oktober 1989 eller oktober 1990?» eller «Var du midlertidig fraværende fra jobb i oktober 1989 eller oktober 1990?» eller «Søkte du etter jobb i oktober 1989 eller i oktober 1990?» er individet i jobb. Denne definisjonen kommer nærmest opp til SSB's definisjon av d være i arbeidsstyrken. Tabell 5 viser fordelingen av individene på i og utenfor arbeidsstyrken. Tabell 5. Arbeidsstyrken Enslige mødre Gifte/samboere Okt. 89 Okt. 90 Okt. 89 Okt. 90 N %N % N % N % I alt 441 100.0 551' ) 100.0 638 100.0 613 2) 100.0 I arbeidsstyrken 281 63.7 363 65.9 507 79.5 498 81.2 I arbeid 222 50.3 285 51.7 410 64.3 403 65.7 Midlertidig fray. 28 6.3 39 7.1 76 11.9 78 12.7 Arbeidssøker 31 7.0 39 7.1 21 3.3 17 2.8 Utenfor arb.styrken 160 36.3 188 34.1 131 20.5 115 18.8 I ) 1 obs m/manglende svar. 2) 2 obs. m/manglende svar. Tallet på personer i arbeidsstyrken er et mål på hvor mange som ønsker å tilby sin arbeidskraft, men i analysen vår trenger vi også å kjenne til hvor mange timer den enkelte arbeider, gitt jobb. Et problem ved å bruke definisjonen «i arbeidsstyrken» er målingen av antall timer arbeidet. For

133 de som er i arbeid er timene observerte. For de midlertidig fraværende eller jobb-søkende er ikke dette tilfellet. Derimot har vi spurt om hvilke timer de kunne ønske å arbeide til gjeldende timelønn, skatter og stonader. Svaret på dette spørsmålet har vi brukt som observasjoner av timer arbeidet blant de midlertidig fraværende og jobbsøkende. Tabell 6 viser gjennomsnittlig arbeidstid for alle i arbeidsstyrken. Tabell 6. Gjennomsnitlig arbeidstid for alle i arbeidsstyrken' ) Enslige mødre Gifte/samboere Okt. 89 Okt. 90 Okt. 89 Okt. 90 N Gj.sn. N Gj.sn. N Gj.sn. N Gj.sn. Arbeidstimer i alt 276 115.4 361 113.2 503 104.9 496 106.6 ') Onsker arbeidstid for midi. fray, og arbeidssøkere. Vi ayslutter dette avsnittet ved å vise nivået på og fordelingen av nettoinntekter i oktober 1990 for alene-forsørgere. Med nettoinntekt menes summen av alle bruttoinntekter som lønn, barnetrygd, bidrag og stønader fratrukket skatt. Alene-forsørgere mottar ekstra barnetrygd, overgangsstønader i henhold til bestemte regler, og skatter i klasse 2. Tabell 7 viser nivået på og fordelingen av nettoinntekt i oktober 1990 for alene-forsørgere etter antall barn de forsørger. Vi ser at den gjennomsnittlige nettoinntekten er omlag kr 13 000, noe høyere for eneforsørgere med 2 barn og noe lavere for de med 1 barn. Til høyre i tabellen viser vi inntekten til kvartiler i befolkningen. «For alle» er det slik at den høyeste inntekten, utbetalt i oktober måned, er kr 41. 341. De rikeste 25% av alene-forsørger befolkningen har en utbetalt gjennomsnittlig inntekt på kr 15 586 eller mer. Medianen har en inntekt på kr 12 198 eller mer, mens de fattigste 25% av befolkningen har i gjennomsnitt en inntekt på kr 9 518. 5- NOT

134 Tabell 7. Gjennomsnittlig nettoinntekt og kvartiler i nettoinntektsfordelingen, alene-forsørgere oktober 1990. Gjennomsnittsinntekt 100% (Max) Kvartiler i befolkningen 75% 50% 25% (Median) 0% (Min) Alle (552) 13260 41341 15586 12198 9518 2159 Med 1 barn 12787 40309 15420 11607 8683 6683 (329) Med 2 barn 14084 34736 16016 13055 10479 7543 (169) Med 3 bam 13469 41341 15390 12157 10303 2159 (39) Med 4 barn 13807 20859 15446 14156 10772 8790 eller flere (15) Rønsen og Strøm (1991 a) inneholder langt mer detaljert summarisk statistikk som det ikke er plass til å gjengi her. I estimeringen av modellen har vi brukt alle detaljer i skatte-og stønadsregelene. En dokumentasjon av disse, i form av et SAS-program, er vist i Rønsen og Strøm op.cit. 6. ESTIMERINGSMETODE Modellen er estimert i fire trinn. Valgsannsynligheten P gjør at vi kan formulere et eksplisitt uttrykk for den simultane, apriori sannsynligheten for at et visst antall personer arbeider og for at et visst antall personer ikke arbeider. Bruker vi de observerte responsene for jobb/ikke jobb kan de ukjente parametrene i q(0), dvs. a*, a, b og E3 bestemmes slik at det foreliggende datasettet har hatt den største apriori sjansen for A forekomme (sannsynlighetsmaksimerings-metoden). Siden E er logistisk fordelt betyr dette kjøring av et LOGIT-program. I trinn 1 er lønnsrelasjonen satt inn i uttrykket for q(0), og alle ukjente parametre er estimerte. I dette trinnet tar vi ikke hensyn til den måten effektiv marginalskatt og lønn inngår på. Av den grunn kaller vi trinn 1 et redusert LOGIT-trinn.

135 I trinn 2 estimerer vi lønnsrelasjonen og tar da hensyn til at vi observerer lønnen for de som har valgt å være i arbeid. Den forventete lønnen, gitt at personen er i arbeid, er gitt ved Elogw = Xb + E[E 1 1E54(0)]. Siden E er differansen mellom 6 2 og E i er det grunn til å vente at E l og E ikke er uavhengige, og vi kan vise at 1 (23) E[Ei IE..q(0)] - log P(q(0)). 6* Sannsynligheten P er et tall mindre enn 1 og (23) innebærer dermed at E[E 1 1E540] >0 når a* >0. Det betyr at den forventete lønnen blant de som arbeider er høyere enn den potensielle lønnen blant de hjemmeværende. I trinn 2 inkluderes log P som en forklaringsvariabel. P er satt lik den predikerte verdien av P fra trinn 1. I trinn 3 estimerer vi valgsannsynligheten P en gang til, men nå med den predikerte lønnen X Š fra trinn 2 innsatt. 8 er estimatene fra trinn 2. I dette trinnet tar vi derfor hensyn til at det er marginallønnen og ikke marginalskatt og lønnsbestemmende faktorer hver for seg som påvirker sannsynligheten for yrkesdeltakelse. I trinn 4 estimeres a ut fra moment-metoden basert på data for de som arbeider. Av (13) får vi Eq(h) E(Elh>0) (24) (a-1) = 0*Elog (1 yh)' hvor det kan vises at 1 E[Elh>0} = E[E1E54(0)] = [PlogP + (1 P)log (1 P)]. P I trinn 4 benyttes den predikerté verdien av P fra trinn 3 og den predikerte verdien av timelønnen fra trinn 2. Estimeringsmetoden og egenskaper ved den er drøftet i Holst et.al. (1988), Strøm og Wagenhals (1991) og Dagsvik et.al. (1988).

7. ESTIMERINGSRESULTATER 7.1 Resultatene 136 Estimeringsresulatetene vist i dette aysnittet er basert på definisjonen «i arbeidsstyrken» og for alenemødre har vi vektet de observerte skatte- og stønadsatsene som vist i aysnitt 2.2. Tabell 8 viser estimeringsresulater for alenemødrene og tabell 9 for gifte/samboende. Tabell 8. Lønnsrelasjon og arbeidstilbudsparametre for enslige mødre. Responsen h>0 er definert som «i arbeidstyrken» og marginale skatter og stønader er korrigerte for manglende kjennskap til skatteregler. Lønnsrelasjonen Estimat 95% konfidens intervall 1989 1990 Estimat 95% konfidens intervall Konstantledd 4.1740 [4.0486, 4.2994] 4.2822 [4.1056, 4.4588] (Alder - gj.snitt) 0.0085 [-0.0047, 0.0264] 0.0025 [-0.00109, 0.0159] (Alder - gj.snitt) 2-0.0001 [-0.0011,0.0013] 0.0006 [-0.0004, 0.0016] Videregående skole 0.1322 [0.0236, 0.2408] 0.0439 [-0.0629, 0.1507] Høyskole/Universitet 0.2369 [0.1123, 0.3615] 0.1885 [0.0313, 0.3457] log P 0.1538 [-0.0660, 0.3736] 0.1356 [-0.1990, 0.4702] Sannsynligheten for å arbeide Konstantledd -6.0020 [-2.4808, 14,4848] 0.3336 [-7.0772, 7.7447] (Alder gj.snitt) _ 0.0895 [0.0382, 0.1429] 0.1062 [0.0598, 0.1526] (Alder - gj.snitt)2-0.0038 [-0.0080, 0.0014] -0.0062 [-0.0108, -0.0018] Antall barn -0.0913 [-0.4699, 0.2873] -0.2658 [-0.5828, 0.0508] Yngste barn 0.1503 [0.0535, 0.2467] 0.0460 [-0.0364, 0.1284] log (disp. arb.fri inntekt) -0.5383 [-1.2155,0.1389] -0.6724 [-1.1790, -0.1658] log (marginallønn) 2.6400 [1.3658, 3.9142] 1.6216 [0.3804, 2.8628] 0 0.7961 0.5835 a -0.4348-2.0585

137 Tabell 8 viser at - vi ikke kan utelukke at parametrene i nyttefunksjonen er de samme basert på estimater fra de to datasettene, - alderen til kvinnen, - alderen til kvinnen kvadrert (1990), - alderen på yngste barn (1989), - arbeidsfri inntekt (1990), - og marginallønnen, har en signifikant virkning på sannsynligheten for A tilby arbeid. Tabell 9. Lønnsrelasjon og arbeidstilbudsparametre for gifte/samboende. Responsen h>0 er definert som «i arbeidsstyrken». Lønnsrelasjonen Estimat 95% konfidens intervall 1989 1990 Estimat 95% konfidens intervall Konstantledd 4.0880 [3.8662, 4.3098] 4.1962 [4.0356, 4.3568] (Alder - gj.snitt) 0.0152 [0.0068, 0.0236] 0.0067 [-0.0003, 0.0137] (Alder - gj.snitt) 2-0.0008 [-0.0018, 0.0002] 0.0001 [-0.0009, 0.0011] Videregående skole 0.1760 [0.0550, 0.3150] 0.1273 [-0.0367, 0.2179] Høyskole/Universitet 0.3599, [0.1755, 0.5723] 0.3198 [0.1658, 0.4738] log P -0.2675 [-0.8591, 0.3241] 0.1044 [-0.3654, 0.1566] Sannsynligheten for A arbeide Konstantledd -4.2356, [-7.4808, -1.0664] -5.4900 [-9.2368, 1.7432], (Alder gj.snitt) 0.0390 _ [-0.0156, 0.0936] 0.0349 [-0.0223, 0.0921] (Alder - gj.snitt) 2 0.0008 [-0.0056, 0.0072] -0.0021 [-0.0083, -0.0041] Antall barn -0.3224 [-0.6160, 0.0288] -0.3523 [-0.6575, 0.0335] Yngste bam 0.2226 - [0.1290, 0.3162] 0.0682 [-0.0302, 0.1666] log (disp. arb.fri inntekt) 0 log (marginallønn) 1.6882 [0.8626, 2.5138] 1.9913 [1.0261, 2.9565] R ' La 1.0 a -7.1748-5.8212

138 Tabell 9 viser at at vi ikke kan utelukke at parametrene i nyttefunksjonen er de samme basert på estimater fra de to datasettene, antall barn, alderen til yngste barn (1989), marginallønn, har en signifikant virkning på valgsannsynligheten. 7.2. Tolkning av estimeringsresultatene; virkninger av endringer i forklaringsvariablene på tilbudet av arbeid Tabell 10 viser virkningen av utdanning på timelønnen til enslige mødre og gifte/samboende i 1989. Vi ser at lønn øker med utdanning for begge gruppene, men mest for de gifte/samboende. Det kan se ut som om gifte/samboende får klart store lønnsmessige uttellinger for utdanningen sin. Noe av forskjellen kan skyldes tilfeldigheter, men en kan ikke se bort fra årsaker som forskjell i evner og muligheter til å finne seg bedre betalte jobber. Tabell 10. Forventet brutto timelønn for en kvinne på 30 år ved ulike utdanningsnivå, 1989. Utdanning Enslige Gifte/samboende Grunnskole 65 60 Videregående 74 71 Universitet 94 102 I tabell 11 viser vi virkningen på sannsynligheten for å tilby arbeid av A endre barnevariablene; dvs, antall barn og alderen på yngste barn. Tabellen viser at dersom antall barn øker, går sannsynligheten ned for tilby arbeid for begge gruppene: men klart mest for de gifte/samboende. En tilsvarende virkning pd jobbsannsynligheten har det A redusere alderen på det yngste barnet. Jo lavere denne alderen er, desto mindre er sannsynligheten for at kvinnene vil tilby arbeid. Igjen er utslaget klart sterkest for de gifte/samboende. Resultater viser at mindreårige barn kan virke brem-

139 sende på kvinnenes arbeidstilbud. Dels kan dette henge sammen med preferanser for å være hjemme hos barna når de er små, og dels kan det henge sammen med mulighetene for å skaffe barnepass. Enslige mødre er prioritert i barnehagekøen og dette er trolig en viktig årsak til at de enslige modrene er mindre bremset i arbeidstilbudet av barn, bedømt både ved antall og alderen på det yngste barnet, enn gifte/samboende. Vi må si «trolig» for strengt tatt kan årsaken også være preferanseforskjeller. Tabell 11. Forholdet mellom jobbsannsynligheten før og etter endringer i barnevariable, 1989. Forholdet mellom jobbsannsynlighetene* Endringer i barnevariable Enslige Gifte/samboende Et ekstra barn 0.91 0.72 Yngste barn et år yngre 0.86 ' 0.80 * Tallet 0.91 viser f. eks. sannsynligheten for å tilby arbeid når en enslig mor har 3 barn i forhold til sannsynligheten når hun har 2 barn, osv. I øverste del av tabell 12 viser vi elastisitetene av sannsynligheten for tilbud av arbeid mhp. egen lønn og arbeidsfri, jfr. formlene (16) og (17). Tabell 12 viser perfekte aggregatelastisiteter, dvs. vi har først beregnet virkningen på hvert enkelt individs valg-sannsynlighet, og har deretter tatt gjennomsnittet over populasjonen. Heterogeniteten i utvalget er dermed tatt hensyn til i beregning av elastisitetene. I den midterste delen av tabell 12 viser vi elastisiteten av timer tilbudt, gitt jobb, mhp. egen lønn og virtuell inntekt: jfr. (19), (20) og (22). Igjen har vi først beregnet individuelle elastisiteter, og så tatt gjennomsnittet av disse elastisitetene over alle individene i populasjonen. Den nederste delen av tabell 12 viser elastisiteten av det totalt forventete arbeidstilbudet mhp. egen lønn. For det enkelte individ er det forventete arbeidstilbudet lik produktet av sannsynligheten for å tilby arbeid og timer tilbudt, gitt jobb. For det enkelte individ vil elastisiteten av produktet være lik summen av de to elastisitetene. Siden forventet antall timer tilbudt i populasjonen er gitt ved

140 N.h vil en slik dekomponering ikke gjelde for populasjonselastisiteten. Det er den som er vist i tabell 12. Tabell 12. Tilbudselastisitet, veiete gjennomsnitt av individuelle elastisiteter. Enslige mødre Gifte/samboende Elastisiteter 1989 1990 1989 1990 Sannsynligheten for tilbud av arbeid mhp: Egen lønn 0.96 0.55 0.33 0.35 Arbeidsfri inntekt -0.19-0.23 0 0 Timer tilbudt, gitt jobb, mhp: Egen lønn 111 0.90 0.63 0.73 Egen lønn, konstant nytte 2.34 1.11 0.63 0.73 Virtuell inntekt -0.20-0.25 0 0 Forventet totalt arbeidstilbud mhp: Egen lønn 1.75 0.77 0.75 0.87 Tabell 12 viser at lønnsfølsomheten i arbeidstilbudet for enslige mødre var langt sterkere i 1989 enn i 1990. Det kan være flere årsaker til dette. Av formel (15) ser vi at elastisiteten av sannsynligheten for tilbud av arbeid mhp. egen lønn, dlogp/dlogm, er dlogp diogm a*(1-p). Elastisiteten dlogp/dlogm for 1989 er basert på estimatet for a* i 1989 og sannsynligheten for A were hjemme i 1989, 1-P. Elastisiteten for 1990

141 er basert på de tilsvarende størrelsene i 1990. Når elastisiteten er større i 1989 enn i 1990, så skyldes det at både (1-P) og a* er lavere i 1990 enn i 1989. Viktigst er forskjellen i estimatet på a*. Tar vi hensyn til usikkerheten i estimatene er som nevnt estimatet på a* i 1989 ikke signifikant forskjellig fra estimatet for 1990. Punktestimatene er imidlertid såpass forskjellige at tilbudselastisitetene blir klart høyere i 1989 enn i 1990. Dette resultatet viser den usikkerhet som er tilstede i estimatene på de parameterene som beskriver atferden til enslige forsørgere. Det er forøvrig mulig at dataene fra 1990 er mer pålitelige enn 1989- informasjonen. Kvinnene er spurt i november 1990 om hva de gjorde i oktober 1989 og 1990. Oktober 1989 kan være såpass lenge siden at data for denne perioden inneholder vesentlige målefeil. Av tabell 12 ser vi at elastisitetene for enslige forsørgere i 1990 ikke avviker særlig mye fra elastisitetene for gifte/samboende. Elastisitetene for denne siste gruppen er grovt sett like for de to årene 1989 og 1990. Legger vi mest vekt på elastisitetene for enslige mødre fra 1990 kan vi konkludere med at det forventete arbeidstilbudet blant enslige, såvel som gifte kvinner, øker med 0,7 0,8 prosent når lønnsnivået øker med 1 prosent. Timer tilbudt, gitt jobb, er noe mer følsomt enn yrkesdeltakelsen. Vi merker oss at blant enslige forsørgere i 1990 er det tilstede en klar negativ inntektseffekt. Omleggingen fra 1989 til 1990 ga store endringer i såvel effektive marginale som gjennomsnittlige skattesatser. For enslige forsørgere med middels inntekter (for denne gruppen) ble gjennomsnittsskatten redusert. Dette trekker i retning av et redusert arbeidstilbud som folge av inntektseffekten. For enslige forsørgere med årlig lønnsinntekt under kr 100 000 er dermed virkningen av skatte- og stønadsomleggingen ikke entydig. Mikrodataene støtter dette utsagnet. Endringen i arbeidstilbudet i denne gruppen som helhet var positiv, men ikke spesielt sterk. Ifølge beregninger i Aaberge og Strøm (1992) dominerer den positive virkningen av lavere effektive marginalskatter over den negative inntektseffekten på arbeidstilbudet (virkningen av høyere disponible inntekter). Omleggingen fra 1989 til 1990 har derfor hatt den tilsiktede virkning i form av hjelp til selvhjelp for alenemødre i denne inntektsgruppen. Stort sett består denne gruppen av kvinner med lavere utdanning. En annen sak er at en del av økningen i arbeidstilbudet ikke ga seg utslag i økt sysselsetting, men i søking etter jobb. Arbeidsledigheten i Norge var i ferd med å øke kraftig omtrent samtidig som stønadspolitikken overfor enslige mødre ble endret.

142 For enslige med lønnsinntekt i intervallet kr 100 000-150 000 i 1989 reduseres gjennomsnittsskatten, mens marginalskatten øker. Begge endringene trekker derfor i retning av et lavere arbeidstilbud, noe mikrodataene også viser. Totalvirkningen av de endrete skatte- og stønadsreglene pd tilbudet av arbeid (blant de som er i arbeid) er dermed ikke-entydige virkninger men stort sett positive for de som tjente lite i 1989 og redusert tilbud for de som tjente mye. For gruppen som helhet er virkningen dermed ikke entydig. De dempende virkninger ser ut til å ha dominert blant de som jobber. I gruppen enslige mødre reduseres observerte timer arbeidet med knappe 3% fra oktober 1989 til oktober 1990. For gifte/samboende Øker observerte timer med 2-5%. For yrkesdeltakelsen har skatte- og stønadsomleggingen mer entydige virkninger i retning av økt yrkesdeltakelse. Som nevnt er dette i samsvar med den observerte utviklingen. 7.3 Sammenlikning med resultater fra andre undersøkelser En utbredt måte d sammenlikne resultater fra arbeidstilbudsstudier pd er sammenlikne ulike tilbudselastisiteter. Det er flere grunner til at disse elastisitetene kan være forskjellge. For det første er verdiene av elastisitetene avhengig av yrkesdeltakelsen, eventuelt timer arbeidet. Formlene foran viser f.eks. at elastisiteten dlogp/dlogm er større jo mindre P er. Jo lavere yrkesdeltakelsen er initialt, desto sterkere vil det prosentvise utslaget i arbeidstilbudet være av en lønnsøkning. For det andre er verdiene av elastisitetene avhengig av verdiene på de parametrene som beskriver nyttefunksjonen. Forskjeller i elastisiteter som skyldes ulike preferanser er mer grunnleggende og vi vil derfor vise estimater på parametrene a, p og a* fra ulike undersøkelser. Tabell 13. Estimater på parametre i nyttefunksjonen til husholdninger. Gifte kvinner Enslige mødre V-Tyskland Frankrike Norge Norge 1984 1979 1979 1989 1990 1989 1990 a* 1.52 2.54 1.76 1.69 1.99 2.64 1.62 a -3.77-0.63-4.77-7.17-5.82-0.43-2.05 13 0.77 0.72 1.0 1.0 1.0 0.80 0.58 Kilder: V-Tyskland: Holst et.al. (1988) og Strom og Wagenhals (1991); Frankrike: Dragsvik et.al. (1988); Norge: 1979, Aaberge etal. (1989).

143 Tabellen viser at det er et svært godt samsvar i estimatene på a* og 13 fra de ulike undersøkelsene. Selv det noe høye anslaget på G* for enslige mødre fra 1989 avviker ikke på noe dramatisk måte fra de andre anslagene. Estimatet på a er klart lavere i tallverdi basert på data fra Frankrike og enslige mødre i Norge i 1989 enn de øvrige estimatene. Parametrene a og 13 er estimert ut fra data for kvinners arbeidstilbud, men de beskriver nyttefunksjonen til hele husholdningen. Det vil si at 13 er knyttet til husholdningenes nytte av konsum og a til nytten av kvinners fritid. Jo større 13 er, desto mindre vil grensenytten av konsum falle når konsumet øker. Tilsvarende vil grensenytten av kvinnens fritid falle mindre med økende fritid, jo større a er. Yrkesdeltakelsen og timer arbeidet varierer en god del for kvinnene i de ulike studiene i tabell 13. Det tabell 13 får frem er at disse forskjellene for en vesentlig del kan skyldes forskjeller i rammebetingelser (skatte- og stønadsregler, barnehagedekning osv.) og demografiske forhold. 8. KONKLUSJONER Utearbeidende enslige mødre arbeidet noen flere timer i 1989 enn gifte/samboende. Fra 1989 til 1990 reduserte de utearbeidende enslige mødrene sin arbeidsinnsats noe, mens de utearbeidende gifte/samboende ate sin arbeidsinnsats. Sammenlikner vi de to gruppene hadde de utearbeidende mødrene i 1990 bare en svakt høyere timeinnsats utenfor hjemmet enn de gifte/samboende. Yrkesdeltakelsen blant enslige mødre var vesentlig lavere i 1989 og 1990 enn blant gifte/samboende. Multipliserer vi andelen som er i arbeid, med timer arbeidet, gitt jobb, får vi et estimat på gruppenes forventete arbeidsinnsats. I oktober måned 1989 var denne forventete innsatsen 73,5 timer i gruppen enslige mødre og 83,3 timer i gruppene gifte/samboende. Tar vi hensyn til yrkesdeltakelsen, yter gifte/samboende en klart storre innsats utenfor hjemmet enn enslige. De tilsvarende tallene for 1990 er 74,6 og 86,5. Begge gruppene økte timeinnsatsen utenfor hjemmet fra 1989 til 1990 gjennom økt yrkesdeltakelse i gruppen for enslige mødre og både i økt yrkesdeltakelse og timer arbeidet for de gifte/samboende. De demografiske forholdene som alder, antall barn og alderen på yngste barn er grovt sett den samme i de to gruppene. Disse forholdene skulle dermed ikke få oss til vente en lavere yrkesdeltakelse blant enslige enn

144 gifte. Dessuten er de enslige mødrene prioritert i barnehagekøene der barnehager ikke er fullt utbygget. Vi finner da også at bamevariable har en mindre bremsende virkning på yrkesdeltakelsen blant enslige enn blant gifte småbarnsmødre. Blant gifte mødre er det en klart større andel som har universitet/høyskole utdanning enn blant enslige. Blant enslige er det en klart større andel med «bare» grunnskole utdanning. Dette gir seg utslag i forskjeller i lønnsnivå. Nivået blant de enslige er lavere enn blant gifte/samboende. Dessuten øker lønningene svakere med utdanning blant de enslige småbarnsmødrene enn blant gifte/samboende. Forskjeller i utdanning, og dermed lønnsnivå, samt i virkningen av økt utdanning på lønnen, er en viktig årsak til at yrkesdeltakelsen blant gifte/samboende er høyere enn blant enslige. Enslige mødre mottar overgangsstønader og ekstra barnetrygd. Dette gir de enslige mødrene arbeidsfrie inntekter. I analysen vår har vi funnet relativt sterke inntektsvirkninger på arbeidstilbudet for enslige mødre. De arbeidsfrie inntektene bidrar til lav yrkesdeltakelse og lav arbeidsinnsats, gitt jobb. Gifte kvinner har også arbeidsfrie inntekter i form av barnetrygd. Men viktigst for dem er trolig mannens nettoinntekt. I denne gruppen finner vi derimot ikke spor av inntektseffekter i arbeidstilbudet, og de arbeidsfrie inntektene utgjør dermed ikke noen bremsende virkning på arbeidstilbudet. De effektive marginalskattene er svært høye for de enslige mødrene sammenliknet med de gifte. Dette henger sammen med reglene for avkorting av stønader når mødrene tar lønnet arbeid. Disse høye effektive marginalskattene trekker i retning av en lav yrkesdeltakelse blant de enslige. Lavere utdanning og dermed lavere lønnsnivå blant enslige enn gifte, større effekt av arbeidsfrie inntekter og langt høyere effektive marginalskatter kan langt på vei forklare hvorfor yrkesdeltakelsen er lavere blant de enslige enn blant de gifte. En skulle vente at timer arbeidet, gitt jobb, er lavere blant de enslige enn blant de gifte. Slik er det ikke, selv om for skjellen minsket noe fra 1989 til 1990. I Rønsen og Strøm (1991a) fremgår det imidlertid at mistilpasningen, definert som ønsket arbeidstid i forhold til faktisk, er større blant de enslige enn blant de gifte. Mistilpasningen betyr her at flere av de utearbeidende kunne tenke seg å jobbe et mindre antall timer enn det de faktisk gjør. En kan dermed ikke utelukke at timer arbeidet, gitt jobb, er rasjonert

145 og at denne rasjoneringen har tvunget spesielt enslige til å jobbe et større antall timer enn det de faktisk ønsker. En slik rasjonering ble ikke fanget opp i den modellen vi har brukt. Skatte- og stønadsreglene ble kraftig endret for de enslige fra 1989 til 1990. Til tross for dette skjedde det relativt lite med arbeidstilbudet. Yrkesdeltakelsen økte noe, men ikke mer enn i kontrollgruppen; gifte/- samboende. Timer arbeidet, gitt jobb, har gatt noe ned blant enslige mødre. De svake endringene kan skyldes flere forhold. For det første kan det skyldes økt usikkerhet om rammebetingelsene. Jo mer usikre disse er, desto mindre kan atferden endres ved endringer i rammebetinglsene. Med usikkerhet menes her manglende kunnskap om skatte- og stønadsregler. Alenemødrene rapporterer om lite kjennskap til reglene. Under en tredjedel sier at de kjente reglene i 1989 og endringene i dem fra 1989 til 1990. For det andre kan den relativt svake tilbudsresponsen skyldes motvirkende virkninger av endringen i skatte- og stønadsreglene. For alenemødre med de laveste lønnsinntektene i 1989 gikk den effektive marginalskatten ned i 1990, men det gjør også den effektive gjennomsnittsskatten. Lavere marginalskatter gir økt arbeidstilbud, mens lavere gjennomsnittsskatter gir lavere arbeidstilbud. Denne siste inntektsvirkningen i arbeidstilbudet er estimert til A være relativt sterk blant alenemødre. For de med de laveste lønnsinntektene i 1989 er total virkningen på arbeidstilbudet derfor ikke entydig apriori. For alenemødre med høyere lønnsinntekter i 1989 går marginalskatten opp eller er uforandret i 1990. Gjennomsnittsskatten går imidlertid ned for alle med høyere lønnsinntekter i 1989. For denne gruppen av alenemødre gir skatteendringene derfor en negativ virkning på arbeidstilbudet. Ser vi på alenemødre samlet indikerer derfor modellen en moderat respons i arbeidstilbudet fra 1989 til 1990, noe som er i samsvar med den observerte utviklingen. Selv om det for gruppen som helhet skjer små endringer fra 1989 til 1990, er det viktig A være klar over at det skjer relativt større endringer i mikro. Noen reduserer sitt arbeidstilbud, andre øker arbeidstilbudet. Disse mikroendringene er i godt samsvar med modellens prediksjoner. Det er flere oppfølgende analyser som kan være aktuelle.

146 1. Skattepersepsjon Materialet tillater en analyse av hvem som har best kjennskap til skatteregler og endringer i disse. En slik studie kan være viktig både fra et forsknings- og økonomisk-politisk synspunkt. Den forskningsmessige siden angår hvordan en skal behandle skatteregler m.v. i atferdsstudier. Den politiske siden gjelder bruk av virkemidler i den økonomiske styringen. Dersom hensikten med endringer i skatteregler er å oppnå bestemte mål, må det være viktig for sentralmyndigheten at regler og regelendringer er forstått. Jo mindre slike regler er forstått, desto mindre effektive er de som virkemidler i den økonomiske politikken. På den annen side kan myndighetene utnytte manglende kjennskap til skatteregler, og skatte hardest de som kjenner reglene minst. Årsaken til at dette kan ha noe for seg, er at atferden blir lite påvirket av endringene i skattereglene. Kostnadene ved beskatningen blir dermed lave. Om myndighetene i Norge tenker slik, er likevel heller tvilsomt. Uansett må det være av interesse å studere skattepersepsjonen. 2. Ikke-konvekse budsjettmengder og arbeidstidsrestriksjoner Modellen vi har brukt forutsetter konvekse budsjettmengder. Disse mengdene vil være konvekse dersom de effektive marginalskattene overalt er stigende med lønnsinntektene. Det gjør de ikke og forutsetningen i modellen om det motsatte må sees på som en tilnærmelse. Det bør imidlertid være av interesse å foreta en analyse hvor en ikke gjør denne kontra-faktiske forutsetningen. Et beslektet analytisk tema er rasjoneringen av arbeidstid, gitt jobb. I modellen vi har brukt, forutsetter vi at individet fritt kan velge arbeidstid. Dette vet vi også er en kontra-faktisk forutsetning i og med at det eksisterer restriksjoner på valg av arbeidstid. Restriksjonene er enten satt av myndighetene, fagforeninger eller bedriftene. Individene rapporterer da også som nevnt at den faktiske arbeidstiden avviker fra den ønskete. 3. Overgang mellom ulike tilstander i arbeidsmarkedet I materialet observerer vi individenes tilstand i arbeidsmarkedet på to ulike tidspunkt. Dette gjør det mulig å analysere bevegelsene mellom ulike tilstander, f.eks. inn og ut av arbeidstyrken. Noe arbeid er allerede gjort og dokumentert i Aaberge og Strøm (1992).

147 4. Skattesimuleringer Materialet tillater detaljerte mikrosimuleringer av endringer i skatte- og stønadsregler. Vi er dermed i stand til å beregne virkninger på arbeidstilbud, bevegelsen mellom ulike tilstander i arbeidsmarkedet og inntektsfordeling av endringer i skatte- og stønadsregler. Det gjennomsnittlige årlige konsumet blant alene-modre i 1989 var ca. kr 132.000, men de disponible inntektene var noe skjevt fordelte fra et minimum på ca 77.000 til et maksimum på vel kr 500.000. Det bør være av økonomisk-politisk interesse A få vite om skatte- og stønadsreglene bidrar til utjevning eller større inntektsforskjeller. Referanser: Aaberge, R., J.K. Dagsvik, 0. Ljones, S. Strøm og T. Wennemoe (1989): «Skatt, arbeidstilbud og inntektsfordeling», Nordiska Skattevetenskaliga forskningsrådets skriftserie, NSFS 22. Aaberge, R og S.Strøm (1992): «En empirisk analyse av enslige mødres overgang til og fra sysselsetting», SNF-Rapport 12192. Dagsvik, J.K., F. Laisney, S. Strøm og J. østervold (1988): «Female Labour Supply and the Tax Benefit System in France», Annales d' Economie et de Statistique, no. 11. Holst, K., S. Strøm, G. Wagenhals og J. østervold (1988): «Female Labor Supply and Taxes in the Federal Republic of Germany, 1984», Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, no. 5. Ryen, M (1989): «Sosialt problem eller ny familietype», INAS-rapport 89:9, Oslo Rønsen, M. og S. Strøm (1990): «Enslige forsørgeres tilpasning mellom trygd og arbéid», Arbeidsnotat fra Senter for anvendt forskning, nr. 71 Rønsen, M og S.Strøm (1991a): «Enslige mødres tilpasning pd arbeidsmarkedet», SNF-rapport 51/91. Rønsen, M. og S. Strøm (1991b): «Ensliges forsørgeres tilpasning mellom trygd og arbeid» i «Trygd som fortjent», red. Aksel Hatland, Ad Notam forlag. Strøm, S. (1991): «Age, Education and Labor Supply with Uncertain Rewards», Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, nr. 6. Strøm, S. og G. Wagenhals (1991): «Female Labour Supply in the Federal Republic», Jahrbücher für Nationaløknomie und Statistik, Vol. 208/6, G. Fischer Verlag, Stuttgart - New York.

148 BOKANMELDELSE N. Gregory Mankiw: Macroeconomics, Worth Publishers, New York, 1992. N. Gregory Mankiw har ambisiøse målsetninger for sin nye lærebok i makroøkonomi på. innføringsnivå. I de første aysnittene av forordet gir han uttrykk for en visjon om A skrive en bok som er både annerledes og mye bedre enn alternative lærebøker. Boken utgjør et forsøk på A redefinere undervisningen i makroøkonomi, skriver Mankiw. På bakgrunn av en slik innledning er det med stor forventning man begynner å lese. Man kan umiddelbart fastslå at boken er velskrevet og pedagogisk. Sett i lys av at det dreier seg om en innføringsbok som er særdeles lite teknisk, er presisjonsnivået høyt. Tilbudet av innføringsbøker i makroøkonomi er imidlertid stort, og slike kvaliteter alene er ikke tilstrekkelig for A skille seg ut i særlig grad. Det nye ved boken har med emnevalg og disponering av stoffet A gjøre. Mankiw har valgt å starte med analyser av mer langsiktige spørsmål basert på modeller med prisfleksibilitet og markedsklarering. Først etter over 200 sider kommer man til økonomiske fluktuasjoner og blant annet tilhørende keynesianske modeller med imperfeksjoner og prisrigiditeter. Vurdert utifra utviklingen i det makro- Økonomiske fagfeltet i de siste 10-15 år er det lett A ha sympati med en slik strategi for organiseringen av boken. Det virker hensiktsmessig A skape fortrolighet omkring sentrale temaer om den langsiktige økonomiske utviklingen før man går løs på mer kontroversielle spørsmål om stabiliseringspolitikkens virkninger og begrensninger. Sannsynligvis vil denne disponeringen bidra til A klargjøre betydningen av de ulike forutsetninger som gjøres i de forskjellige modeller, og det vil gi større forståelse av den underliggende adferd. I forhold til tradisjonelle norske makroøkonomiske innføringsbøker er Mankiws opplegg innovativt. Mange norske lærebokforfatterne har valgt i hvert fall inntil nylig å nedtone langsiktige problemstillinger, og man har i liten grad tatt inn resultater fra senere års teoriutvikling.

149 Fokuseringen har derfor vært temmelig ensidig pd varianter av IS/LM modellen. Dette står i sterk kontrast til Mankiws bok som presenterer et spekter av gamle og nye modeller fra de forskjellige makroøkonomiske skoleretninger. Sett i forhold til andre amerikanske lærebøker er det imidlertid ikke noe revolusjonerende ved Mankiws bok. Eksempelvis er Blanchard og Fishers godt innarbeidede avanserte lærebok «Lectures on Macroeconomics» fra 1989 sydd over tilnærmet samme lest, mens Barros «Macroeconomics» fra 1987 går mye lenger med hensyn til d dreie oppmerksomheten mot langsiktige likevektsmodeller. Det kreves absolutt minimale forkunnskaper i matematikk og mikro- Økonomi for å lese Mankiws bok. I stor grad baserer man seg på grafiske fremstillinger, og der hvor det benyttes matematikk, gjøres det med eks-. trem forsiktighet. Egne fotnoter forklarer i detalj hvordan man eksempelvis deriverer en Cobb-Douglas funksjon, og matematiske utledninger er stort sett forbeholdt appendiksene. Koblingen mellom mikro- og makro- Økonomi er sentral i boken, men en leser kan likevel klare seg uten mikroøkonomiske forkunnskaper. Det gis nemlig utfyllende forklaringer pd begreper som produktfunksjon, grenseprodukt o.s.v. I en innføringsbok skal man selvfølgelig ikke basere seg på omfattende forkunnskaper hos leseren, men kanskje har Mankiw gått for langt i motsatt retning. Det ville ikke ha virket urimelig å forutsette fortrolighet med enkel derivasjon og innsikt i grunnleggende konsument- og produsentteori. Det kunne ha gjort fremstillingen mer kompakt på flere steder, noe som pd bakgrunn av undertegnedes undervisningserfaring synes ønskelig. Boken består av fire hoveddeler. Den første delen består av to kapitler som omhandler velkjente innledningstemaer som hvorfor studere makro- Økonomi, bruk av makroøkonomiske modeller og introduksjon til nasjonalregnskapsstørrelser og -sammenhenger. Denne delen er befriende kort og konkret slik at man raskt tilegner seg det nødvendige begrepsapparat for d starte med modellanalyser. I del to studeres økonomien pd lang sikt, mens økonomiske fluktuasjoner og stabiliseringspolitikk er tema for del tre. Den fjerde og siste delen gir en utfyllende fremstilling av enkelte viktige mikroøkonomisk baserte modeller for makroøkonomisk analyse. Analysen av langsiktige problemstillinger i del to starter med kapittel 3 som presenterer en helt enkel generell likevekstmodell. I denne modellen blir produksjonen bestemt av teknologi og eksogen faktortilgang, mens finanspolitikken kun influerer på fordelingen av den totale ressurstilgang. 8- NOT

150 Deretter følger et meget velskrevet kapittel om økonomisk vekst basert pd en gjennomgang av Solows modell. Kapitlet omtaler også enkelte temaer fra nyere vekstteori. I kapittel 5 diskuteres den naturlige ledighetsraten og hvordan denne påvirkes. Det gis her en bred fremstilling av temaer fra arbeidsmarkedsøkonomien, og eksempelvis omtales betydningen av omstilling mellom sektorer, effektivitetslønner, minimumslønner og insider!- outsider teori. Dette er et godt og meget viktig kapittel som gir en bedre behandling av viktige arbeidsmarkedsøkonomiske spørsmål enn det man finner i de fleste alternative amerikanske lærebøker. Videre diskuteres langsiktige monetære spørsmål i kapittel 6 med vektlegging på kvantitetsteorien og pengers nøytralitet. Del to aysluttes med kapittel 7 om åpne Økonomier. I dette kapitlet, som selvfølgelig er sentralt for norske studenter, utvides likevektsmodellen fra kapittel 3 til å omfatte vare- og kapitalstrømmer med utlandet og man studerer dessuten valutakursdannelsen. Del tre innledes med et kapittel som ved hjelp av en forenklet AD/AS modell gir en introduksjon til betydningen av kortsiktige prisstivheter og hvordan stabiliseringspolitikk kan influere pd produksjon og sysselsetting på kort sikt, men ikke på lang. Deretter følger kapitlene 9 og 10 med en tradisjonell fremstilling av IS/LM modellen. I kapittel 11 drøftes tilbudssiden nærmere, og ved siden av d presentere versjoner av AS-kurven og Phillipskurven går Mankiw inn pd nyere teorier om menykostnader, koordineringproblemer og hystereseproblemet. Dette er til dels nytt stoff i introduserende lærebøker, og den vellykkede fremstillingen kan kanskje tilskrives at Mankiw her trekker på flere av sine egne betydelige bidrag til ny-keynesiansk teori. Kapittel 12 er også meget interessant. Under overskriften «The Macroeconomic Policy Debate» drøftes mulighetene for d fore en aktiv stabiliseringspolitikk i lys av blant annet nyere forskning om tidskonsistensproblemer. Deretter følger igjen mer tradisjonelt stoff i kapittel 13 som omhandler Mundell-Fleming modellen. En svakhet i utledningen av denne modellen er at nettoeksportfunksjonen kun forutsettes d avhenge av valutakursen og ikke av inntekten. Avslutningen av del tre er overraskende. Her gir Mankiw en enkel introduksjon til nyklassisk «real business cycles» teori. Det er med andre ord intet d utsette på bredden i Mankiws temavalg. I den avsluttende fjerde delen går man i kapitlene 15-18 nærmere inn på mikroøkonomisk baserte modeller for analyse av konsum, offentlig gjeldspolitikk og det ricardianske ekvivalensresultat, investeringer og

151 pengemarkedet. Kapitlene innholder i stor grad viktig stoff for å få innsikt i intertemporale sammenhenger. Etter undertegnedes mening kunne disse kapitlene med fordel vært innarbeidet i bokens del to. Spesielt for studenter med grunnleggende mikroøkonomiske forkunnskaper ville det bidratt til en dypere forståelse av de forutsetninger som ligger til grunn i bokens første del. Gjennom hele boken presenteres case-studier av virkelige økonomiske problemstillinger relatert til teorien som gjennomgås. Disse er meget gode og gjennomarbeidede, og de vil sannsynligvis virke motiverende pd studentene. Noen case kan kanskje virke ukjente for norske studenter, men i hovedsak er de fleste relevante uansett nasjonalitet. Det fremgår at undertegnede stort sett har et meget positivt inntrykk av boken. Styrken ligger i det balanserte, omfattende og faglig sett oppdaterte temavalget. En mindre svakhet er selvpålagte og unødvendig restriktive begrensninger i bruken av matematikk og mikroøkonomiske begreper. Boken er egnet for ethvert innføringskurs i makroøkonomi uansett forkunnskaper, og den vil derfor ha et meget stort publikum. Det rike temavalget gjør det mulig A bruke boken som pensum for ulike kurs med forskjellig omfang og vanskelighetsnivå. I omfattende innføringskurs med noe høyere ambisjoner til presisjonsnivået i analysene bør boken suppleres med for eksempel kompendier med mer formelle modellfremstillinger. Øystein ThOgersen Stiftelsen for samfunns- og næringslivsforskning (SNF) Referanser Barro, R., Macroeconomics, John Wiley & Sons, New York, 1987 Blanchard, O.J. & S. Fischer, Lectures on Macroeconomics, The MIT Press, Cambridge, 1989.

152 ARTIKKELFORFATTERE I DETTE NUMMER Lars-Erik Borge er cand. oecon fra 1990. Han er nå universitetsstipendiat ved Institutt for sosialøkonomi, Universitetet i Trondheim. Ragnar Torvik er cand. oecon fra 1990. Han er nå universitetsstipendiat ved Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo. Jan Fagerberg, cand. polit. fra 1980, D.Phil fra 1989, er forsker ved Norsk Utenrikspolitisk Institutt. Marit ROnsen er cand. oecon fra 1991 og arbeider som forstekonsulent i Statistisk sentralbyrå. Steinar Strom er cand. oecon fra 1968 og arbeider som professor i sosialøkonomi ved Universitetet i Oslo.

153 English Summary Lars-Erik Borge and Ragnar Torvik NEW GROWTH THEORY: A TASTE ON MODEL FORMULATIONS AND RESULTS The article presents important contributions in new growth theory. In contrast to the Solow model, production of knowledge and technological development are not exogenous, but a result of the agents economic decisions. The models imply that economic policy has an impact on the long term economic growth, and they give arguments for active industrial and trade policies. Jan Fagerberg THE IMPACT OF ADVANCED DOMESTIC USERS ON COMPETITIVENESS The publication of Michael Porter's book The Competitive Advantage of Nations (1990) has led to increasing attention on the impact that the domestic market may have on the international competitiveness of a country. Reve et al. (1992) have similarly raised this issue for Norway. This paper presents a critical appraisal of the theoretical and empirical evidence in favour of this hypothesis. Based on an empirical method initially developed by Andersen et al. (1981), the hypothesis of a positive impact of the domestic market on the competitiveness of a country is tested on data for 16 OECD countries (1965 and 1987). The results are generally supportive, although the fit, as commmon in cross-sectional studies, is relatively low. Marit ROnsen and Steinar StrOm LABOR SUPPLY OF LONE AND MARRIED MOTHERS The labor supply of lone and married mothers have been estimated on microdata collected through a questionnaire. Data are for 1989 and 1990. The reason for these two years is that the budget set for lone mothers was changed to a large degree from 1989 to 1990. Effective marginal tax rates were drastically cut for some lone mothers while the average tax also was reduced. The underlying utility function is estimated to be similar to the one estimated for the control group; i.e. married women. Moreover the estimates of the parameters of the utility function are in line with similar estimates for married women in other countries. It is demonstrated that in the estimation of the utility function for one mothers it is important to account for expressed misperception of effective marginal tax rate.

VEILEDNING FOR BIDRAGSYTERE 1. Norsk økonomisk Tidsskrift tar sikte på å trykke Økonomiske artikler både av empirisk og teoretisk art. Tidsskriftet tar imidlertid ikke sikte pd 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 pd diskett, merket med navn og koder. 3. Tabeller, figurer, appendikser, fotnoter og referanser bør folge 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?», Sosial Økonomen 36 Nr. 1, 11-13. 5. Referanser i teksten skal være til forfatter og årstall, eksempelvis Johansen (1982). 6. Forfattere mottar 20 gratis særtrykk av artikler. Flere særtrykk kan bestilles.

Retur: Norsk Økonomisk Tidsskrift Postboks 8872 Youngstorget 0028 OSLO ISSN 0039-0720 Trykk: Grafisk Hus a.s, Bergen