Innholdsfortegnelse. Innledning. I. Teorigrunnlag, s. 5

Innholdsfortegnelse Innlednng I. Teorgrunnlag, s. 5 a) Nyklasssk nytteteor, s. 5 b) Utvdet nyttebegrep, s. 6 c) Lneære utgftssystemer, s. 7 d) Mellom-menneskelg påvrknng, s. 8 e) Modernserng og bostedspåvrknng, s. 2 f) By/land dummy-varabel, s. 4 g) Innteksvrknngs, s. 5 II. Botswana, s. 7 III. Inntekts- og forbruksundersøkelsen 985/86, s. 9 a) Utvalgsmetode, s. 9 b) Opplysnnger, s. 9 c) Utvalgsfel og felrapporterng, s. 2 IV. Generell metode og metodeproblemer, s. 22 a) Lneær regresjon, s. 22 b) Forklarngsvarable, s. 22 c) Generell regresjonsanalyse, s. 26 d) Problemer forbruksundersøkelsen, s. 30 e) MKM på utgftsbeløp eller budsjettandeler, s. 34 f) Trnnvs nnførng av forklarngsvarable, s. 37 V. Matvarer, s. 40 a) Gode opplysnnger, s. 40 b) Flere påvrknnger, s. 40 c) Varegrupper, s. 40 ) korn, s. 4 ) kjøtt, s. 43 ) meerprodukter, s. 43

v) matfett, s. 44 v) søtnngstoffer, s. 44 v) matdrkker, s. 44 v) andre enkeltvarer, s. 44 VI. Alkohol, s. 46 a) Alkoholens hstore og dagens markedsstuasjon, s. 46 b) Felaktg rapporterng og justerng av data, s. 47 c) Alkoholtyper, s. 49 ) lagerøl, s. 49 ) chbuku, s. 49 ) tradsjonelt øl, s. 50 v) annen alkohol, s. 50 v) samlet alkoholforbruk, s. 50 VII. Regresjonsresultater, s. 53 a) Koeffsenter fra regresjoner med utgftstørrelser, s. 53 b) Koeffsenter fra regresjoner med utgftstørrelser og budsjettandeler, sammen, s. 55 VIII. Ltteraturlste, s. 58 a) Økonomsk teor, s. 58 b) Alkohol og Botswana, s. 59

Innlednng V lager bare det som folk vl ha. Slk fraskrver selv våpenprodusenter og kokan-baroner seg ansvaret for vrknngene av stt produkt. Og dagens fre markeds-økonom, er det rktg at konsumentene har avgjørende nnflytelse på utvklngen. Men hvlke krefter styrer konsumentenes etterspørsel? Det vet v fremdeles lte om. Senter for Utvklng og Mljø (SUM) har derfor startet prosjektet Consumpton patterns and socal change for å s noe om hvordan v mennesker påvrker hverandre konsumvalgene. Som sosaløkonom tlknyttet prosjektet har jeg nå skrevet en hovedoppgave der jeg forsøker å belyse den mellommenneskelge påvrknngen ved hjelp av en større forbruksundersøkelse fra Botswana. Dette er et land rvende utvklng der gammeldagse naturala-husholdnnger og moderne massekonsum-husholdnnger lever sde om sde. Når menneskers sosale ramme skfter, skfter gjerne også konsummønsteret. I denne oppgaven har jeg derfor forsøkt å relatere den mellommenneskelge påvrknngen tl denne sosale rammen som avhenger av bosted, dvs. at resultatene fra relatvt ny og avansert teor, blr forsøkt bevst ved hjelp av den velkjente dummy-varabelen for bosted en multppel regresjonsanalyse av etterspørsel en forbruksundersøkelse. Og når de forskjellge faktorene som har betydnng for etterspørselen en slk analyse måles opp mot hverandre, vser det seg at bostedet (dvs. her tolket som mellom-menneskelg påvrknng) ofte har størst nnvrknng. Når v etterhvert vet mer om hvorfor folk etterspør de enkelte varene, vl det kanskje fremtden bl lettere å påvrke denne etterspørselen, og dermed kunne oppnå en bærekraftg utvklng verden. Det har vært nteressant, om tl tder sltsomt, å skrve hovedoppgave og jeg har lært enormt mye. I den forbndelse vl jeg takke kollega Leo Andreas Grünfeldt på konsumprosjektet for mange nteressante dskusjoner om nytte-begrepet, senterleder Desmond Mc Nell for godt resefølge Botswana, Gerd Holmboe-Ottesen ved SUM for nyttge kommentarer tl tolknngen av regresjonsresultatene, veleder Hlde Bojer ved Sosaløkononsk nsttutt for å holde meg ørene så oppgaven ble konsstent og kke mnst samboer Eln Halvorsen for oppmuntrende støtte og grafsk desgn på sluttproduktet.

I. Teorgrunnlag a) Nyklasssk nytteteor Nyklasssk økonomsk teor omhandler generelle lkvektsstuasjoner, dvs. smultan lkevekt alle delmarkeder, og er derfor en statsk teor. Om aktørene en slk økonom forutsettes det at de er autonome, rasjonelle og har full nformasjon. Dette gjelder også den nyklassske konsumentteoren. Det betyr at ndvdet vl velge den sammensetnngen av konsumgoder som maksmerer nytten gtt at han må overholde budsjettbetngelsen. (I.) xm ax U( x) gtt p v x v = y v p = prsvektor v x = godevektor y = nntekt Lagrange-maksmerng gr følgende modell: (I.2) Ug λpg = 0 v v (I.3) p x = y g =,...,G ndeks over varer Dvs. G+ lknnger og 2 G + 2 varable. V velger p g og y som eksogene varable slk at v får et determnert system. De endogene varable blr dermed funksjoner av de eksogene, og v får følgende etterspørselsfunksjoner; (I.4) x = f ( p, y) g g g =,...,G Hva betyr så våre tre hovedforutsetnnger denne enkle modellen? Full nformasjon betyr at konsumenten kjenner alle prser og sn egen nntekt. Autonom betyr at konsumenten kke tar hensyn tl andre når han velger en godesammensetnng. Hverken andres konsum, moralske normer, påbud, etc. har noen nnvrknng på valget, slk at ndvdet bare tar hensyn tl den helt "subjektve nytten ndvdet opplever ved å konsumere varekombnasjonen. Et blde kan være den godekombnasjon som ndvdet 5

vl velge hvs han er alene på en øde øy. Rasjonell handlng er at han vrkelg følger egne preferanser når han velger en godekombnasjon med gtt budsjettbetngelse, dvs. bevsste valg for å oppnå nyttemaksmum. b) Utvdet nyttebegrep Hvs v modfserer autonom-begrepet tl å være full råderett over egne handlnger, men at ndvdet lar seg påvrke av menneskene rundt seg, er der lkevel mulg å beholde det samme nyklassske optmerngsapparatet. I utgangspunktet er nyttefunksjonen kun en funksjon som tl enhver godesammensetnng tlordner et nyttenvå (v benytter her ordnalt og kke kardnalt nyttebegrep, slk at v snakker om rangerng mellom tlgjengelge godesammensetnnger og kke om absolutte skalastørrelser). Hva som lgger denne funksjonen kan være alt mellom hmmel og jord som gjør at ndvdet opplever nytte av å konsumere en godesammensetnng, og nyttefunksjonen er dermed et tomt uttrykk hvor alt kan legges nn, f.eks. påvrknng fra andre gjennom å mtere deres konsum, jurddske og moralske lover, reklame, osv. I klasssk konsumentteor er det vanlg å benytte strengt kvaskonkave nyttefunksjoner med postve grensenytte for å få entydge optmerngsløsnnger. Det er ngentng som tlser at det er slk vrkelgheten. Grensenytten kan være negatv absolutt forstand. Man kan fyssk sett få for mye av en vare (f.eks. at man blr uvel av å spse et ekstra kakestykke hvs man er sprekk mett), eller at man opplever andre ulemper som mer enn oppveer selve konsumet av den (han som spser det sste kakestykket blr regnet som grsk av de andre). I denne oppgaven vl jeg konsentrere meg om hvordan konsumenten lar seg påvrke av andres faktske konsum. Innenfor andre vtenskaper som sosolog og sosalantropolog, er man opptatt av å forklare konsum av varer ut fra ønsket om å tlhøre sosale grupper og klasser. Det betyr at egen subjektv nytte kke er det avgjørende for konsumvalget, men hvlken nytte man opplever ved å sgnalsere/føle sosal tlhørghet gjennom konsumvalget. V kan behandle andres konsum på to måter. Enten som gtte parametere nyttefunksjonen eller som eksogene varable. Det kommer ut på det samme. Forutsetnngen om full nformasjon betyr nå også at konsumenten kjenner alle andre konsumenters konsum, og konsumenten velger så sn egen konsumvektor for å maksmere nytten gtt egen budsjettbetngelse. (I.5) M ax U x x x ( ; ) gtt p v x v = y 6

x = alle andre konsumenters konsum av alle varer V får samme determnerte system som tdlgere etter Lagrange-maksmerng, bortsett fra at andres konsum nå nngår parametrsk etterspørselsfunksjonene. (I.6) x h ( p, y; x ) g = g g =,...,G c) Lneære utgftssystemer De Marshallanske etterspørselsfunksjonene utledes som tdlgere vst ved å velge den godekombnasjonen som maksmere nyttefunksjonen under en budsjettbetngelse. Når v utleder det lneære utgftsystemet (Lnear Expendture Systems, "LES"), forutsetter v at hver husholdnng (tlsvarende handlngsenhet som ndvd mn undersøkelse) har en spesfkk Stone-Geary nyttefunksjon; (I.7) U( X,..., X ) = ( X B ) G α g G g g = X g = husholdnngens forbruk av enheter vare g B g = konstant koeffsent, forutsetter B 0 α g = konstant koeffsent, forutsetter α 0 Husholdngens preferanser bestemmer verden på de konstante koeffsentene og gr dermed nyttefunksjonen sn form. En rasjonell husholdnng maksmerer nytten under budsjettbetngelsen; G (I.8) pg Xg = y = Lagrange-maksmerng gr X g som en funksjon av alle prser og den totale forbruksutgften y. V kan mdlertd forenkle utregnngen og tolknngen av resultatet ved å gjennomføre en logartmsk transformasjon av nyttefunksjonen før v maksmerer, dvs.; (I.9) ln U( X,..., XG) = ( α g ln( Xg Bg)) G g= 7

Den optmale godekombnasjonen blr fremdeles den samme ford en logartmsk transformasjon er en strengt stgende transformasjon. Første ordens betngelsene fra Lagrange-maksmerng gr sammen med budsjettbetngelsen nå de lneære utgftsfunksjonene for etterspørselen etter en vare: (I.0) p X = p B + γ ( y p B ) der g g g g g j j j= G γ g G α g = G og γ j = j= α j= j Husholdnngens utgft på vare g er lk et gtt mnstebeløp ( p g B )pluss en fast prosentandel av dfferansen mellom totalkonsumet (y) og det nødvendge utlegget på G j= j j alle varer ( p B ). Koeffsenten B g er nemlg den mengden av vare g som husholdnngen mnst må forbruke, uavhengg av størrelsen på konsumet av andre varer, for at nyttefunksjonen skal g noen menng. Dette mnstekonsumet blr tradsjonelt tolket som selve overlevelseskrteret. Det hjelper kke å ha en stor Mercedes hvs man kke har nok vann å drkke. Det betyr at husholdnngene først har et reelt konsumvalg når dette mnstekonsumet er dekket. g LES er en smultan lkevektsmodell bestående av lke mange lneære utgftsfunksjoner som det er varer. Sden prsene er konstante en slk modell, og vareforbruket målt kroneutgft passer godt med mn forbruksundersøkelse, vl jeg fortsette med å bruke vareutgften steden for varemengden. Av praktske hensyn nnfører jeg derfor bg = pg Bg og xg = pg Xg. d) Mellom-menneskelg påvrknng Som tdlgere nevnt gjenspeles husholdnngens preferanser verdene på de to typene koeffsenter. Det er ntutvt gret å legge hele overlevelseskrteret bare tl varens mnsteutgft (b g ), men jeg vl det følgende legge den mellom-menneskelge påvrknngen tl nettopp dette leddet selv om mellom-menneskelg påvrknng også har betydnng for de margnale konsumtlbøylghetene (γ g ). Det kan forsvares ved å utvde overlevelsesbegrepet. Mennesket er et sosalt vesen, og v må ofte handle overenstemmelse med andre for å være kunne fungere / bl akseptert samfunnet. Det 8

medfører at v kan knytte overlevelseskrteret tl andre varer enn det basale behovet som mat og varme. For en famle dagens Norge er bl faktsk en nødvendghetsartkkel. Ellers vlle kke famlen kunne ha td eller anlednng tl gjennomføre alt det som samfunnet fordrer av dem. Det være seg å få barna på fotballtrenng, kjøre tl arbedsplassen Bærum, besøkte bestemor Båstad helgen, osv. osv. Hvs husholdnngene kke kunne gjøre dsse tngene, vl de bl uglesett av samfunnet og dermed "tapere". Slke overlevelseskrterer er gjerne sosalt, kulturellt og klassemessg betnget. Hvlke varer som er nødvendge for at husholdnngen skal "overleve" avhenger av mljøet husholdnngen tlhører, og mnmumskravene vl derfor varere fra sted tl sted og mljø tl mljø. På østkanten Oslo, er det mange som lever uten bl. Det er kke bare ford det er kortere avstand tl arbed og skole, men det sosale mljøet krever det heller kke. F.eks. er det færre som går å sk øst enn vest for Akerselva, og de har derfor mndre behov for å kjøre tl Sognsvann om kvelden. Når jeg nkorporerer den mellom-menneskelge påvrknngen den teoretske modellen, vl jeg følge Are Kapteyn et al. (989) et stykke på ve. Denne artkkelen nneholder en økonometrsk estmerng av mellom-menneskelg påvrknng en LESmodell. Kapteyn et al. støtter seg på det foregående arbedet av Robert A. Pollak (976), som nneholder en tdsseremodell. Sden de fleste forbruksundersøkelser er rene tverrsnttsdata og sden det fnnes få fullstendge paneldata-undersøkelser (dvs. forbruksundersøkelser med de samme husholdnngene gjennomført flere ganger over td), er den rene tverrsnttsmodellen mest anvendbar. Kapteyn deler opp mnsteutgften flere deler for å gjenspele basale behov og påvrknng fra andre. (I.) b = b + µ f + β w x% g g0 g g k gk k= (I.2) %x = x µ f g g g N =...N g =...G ndeks over husholdnnger ndeks over varer µ g =parameter for basale behov av vare g pr. husholdnngsmedlem f n = antall husholdnngsmedlemmer N w k =vektng for husholdnng k s nnflytelse på husholdnng s konsum, w k = β g =parameter for styrke av mellom-menneskelg påvrknng etterspørselen etter en vare g k= 9

(I.0) deler opp mnstebeløpet en basal forbruksdel bestående av et konstantledd (b g0 ) og mnsteforbruk forhold tl husholdnngens størrelse (µ g f ) og et ledd for N påvrknng fra andre (β g w k x % gk ). I (I.) brukes (I.2) som gr at det bare er de k= andre husholdnngenes merforbruk forhold tl deres mnsteforbruk som har nnflytelse på husholdnngens etterspørsel. Ved å sette (I.) og (I.2) (I.0) får v følgende utgftsfunksjon. (I.3) N N x = b + µ ( f β w f w x g g g g ) + β 0 k k g k gk k = k = g y G N G N G G + γ ( w x w f f b n β q ) + γ ( k qk g β µ q q k k n µ q ) q 0 q = k = q = k = q = q = V ser dermed at LES-utgftsfunksjonen for en husholdnng etterspørsel etter en vare avhenger kun av alle husholdnngers forbruk av alle varer og alle husholdnngers størrelser. Antall parametere er mdlertd mye større enn antall lknnger, slk at det kke er mulg å estmere funksjonene drekte fra en forbruksundersøkelse (G x N antall lknnger, mens det bare for vektene fnnes N x N parametere å anslå, og v forutsetter at det fnnes flere husholdnnger enn antall varer). Kapteyn løser problemet ved å anta at husholdnngene bare lar seg påvrke av andre husholdnnger som tlhører samme sosale gruppe som dem selv. Ved å kjøre egne regresjoner for alle sosale grupper og foreta vsse tlleggsantagelser, er det mulg å komme fram tl en rangerng mellom de forskjellge godene etter hvlken grad mellom-menneskelg påvrknng har betydnng for etterspørselen etter denne varen. Kapteyn bruker sde på sde med avansert appendks-regnng for å bevse sne resultater, og jeg skal kke gjøre noe forsøk på å gjenta dette denne oppgaven. I steden for vl jeg benytte og vdereutvkle Kapteyn s utgangspunkt som var å nkorporere demografske karakterska ved husholdnngen og mellom-menneskelg påvrknng mnsteutgften. Jeg antar følgende mnsteutgft: L N S ( (I.4) b = b + µ F + β x w g g0 gl l g gk ks l= k= s= l =,...,L ndeks for typer demografske karakterstka som husholdnngen kan ha s =,...,S ndeks for sosale karakterstka husholdnngene kan ha 0

Det basale behovet er splttet opp et konstantledd uten menngsnnhold og et antall demografske karakterstka (F l ) med tlhørende krav tl basalt forbruk av varen henhold tl dette karakterstkaet (µ gl ). Den sosale og klassemessge tlhørngheten kan ses å være det som bestemmer den mellom-menneskelge vekten som legges på de andre husholdnngene. Jeg forutsetter her at det er mulg å sklle dsse vrknngene fra hverandre og at de er ukorrelerte, slk at det er mulg å uttrykke den generelle vekten på de andre husholdnnger som separable funksjoner av de forskjellge sosale karakterskaene (yrke, bosted, hobby, osv. osv,). Kravet tl vektene er fremdeles at N S ( summen er lk en for alle husholdnnger, dvs. w ks =. k= s= Jeg har denne utlednngen antatt at husholdnngen lar seg påvrke av det samlede forbruket og kke merforbruket for lettere å relatere utlednngen tl en forbruksundersøkelse. Jeg vl samtdg se bort fra at mnsteforbruket også nnvrker på det margnale konsumet ved å anta at det fnnes så mange varer at budsjettandelen på hver av dem blr små. V får dermed følgende fullstendge uttrykk for konsumutgften på vare g: L N S G ( (I.5) b = b + µ F + β x w + γ ( y b ) g g0 l l g gk ks g l= k= s= j= j Mtt mål er å sklle ut den mellom-menneskelge påvrknngen konsumet som skyldes N bosted, dvs. β g w ( k, bosted x k. Hvs vår husholdnng f.eks. bor på landet og lker å k= gjøre det samme som folk byen, vl denne husholdnngen legge en postv vekt på hva by-husholdnngen konsumerer, dvs. w ( k, bosted > 0. Ved å gange de bostedsbetngede vektene med forbruket tl husholdnngene får v andelen som bostedene har av den mellom-menneskelge påvrknngen. Ved vdere å gange opp med koeffsenten for mellom-menneskelg påvrknng for denne varen, får v anslått hvlken nnflytelse bostedspåvrknngen har kroneforbruk på varen. Hvs det lar seg gjøre å sklle ut en slk partell vrknng av bosted, vl v for det første ha påvst at det fnnes mellommenneskelg påvrknng konsumet og at bosted den forbndelse har betydnng. e) Modernserng og bostedspåvrknngen Det fnnes flere senarer for hvordan kultur, moter, flosof, verdoppfatnnger, osv. osv. brer seg fra land tl land, mellom kulturer og sosale klasser over td. En

modernserngshypotese er at påvrknngen går fra -land tl u-land. Generelt antar man også at det skjer en påvrknng fra by tl land. Jeg vl derfor nndele verdens befolknng tre regoner; -landsbefolknng, bybefolknng u-land og befolknngen på landet u-land; hvor den nevnte rekkefølgen vser påvrknngsretnngen. Mye av den teknologske utvklngen skjer dag -land. Sden -land også har mer ressurser samt et velfungerende samfunn, skjer også mesteparten av all annen forsknng og utvklng her. Det er derfor naturlg å tenke seg at nye moter og konsummønstere nteres -land. Det fnnes dag en relatvt stor gruppe rke og utdannede mennesker byene u-land. Dsse er gjerne utdannet Vesten og har ellers mye kontakt med -land gjennom reser, arbed og meda. Det er derfor lett for denne gruppen å plukke opp nye trender fra utlandet. De fattgere byene har også tlgang tl utenlandske meda, men realteten kan de kke påvrkes på samme måte pga. manglende kunnskaper og evner tl å bruke dem (f.eks. om man kke kan lese engelsk). Men de har kontakt med sne rkere medborgere som har bltt påvrket fra -landene, og de lar seg gjen påvrke. Samtdg er utlandet stor grad tl stede byene form av utenlandske selskaper og turster. Befolknngen på landet lar seg gjen påvrke av bybefolknngen. De aller fleste har venner eller slektnnger som har flyttet tl byen. Der har de fått utdannng, vktgere jobb og høyere lønn. Det er derfor naturlg at de blr forblder for befolknngen på landet, og befolknngen på landet vl gjen forsøke å kopere bybefolknngens konsumvalg for å dentfsere seg med sne "forblder". Avstanden fra -landene tl befolknngen på landsbygda u-land er ofte "enorm". Det kommer sjelden en turst lengst ut bushen. I mange land er det kke engang mulg å ta nn fjernsynsprogrammer utenfor byene, og drekte mpulser fra -land er derfor ganske små. V kan heller kke regne med at by-befolknngen u-land ønsker å dentfsere seg med sne slektnnger på landet, og det samme gjelder generelt sett for befolknngen -land forhold tl u-land. I slke tlfeller kan v heller snakke om negatv nnvrknng, men for enkelhets skyld forutsetter v bare at de er kkeekssterende. V må også regne med et vanlg konformtetspress nnenfor den enkelte gruppe. Vår verden er nå redusert tl tre typer husstander, der alle er "lke" forhold tl bostedpåvrknngsfaktoren nnenfor sn gruppe, og v får dermed følgende vekter ; 2

w k, bosted > 0 hvs (,k) = (by, by) (,k) = (by, -land) (,k) = (land, land) (,k) = (land, by) w k, bosted = 0 hvs (,k) = (by, land) (,k) = (land, -land) (,k) = (-land, land) (,k) = (-land, by) V forutsetter så at alle husholdnnger lar seg påvrke på samme måte av alle varable, dvs. µ gl, bg0, βg og γ g har samme verd for alle husholdnnger. Fra teorens sde trenger v kke forutsette at de er konstante, dvs. at konsumfunksjonen kke nødvendgvs er lneær alle varabelene. Det er f.eks. naturlg med avtagende vrknng av demografske varable som f.eks. antall barn, slk at den tlhørende verden av µ g, barn er avtagende med F barn. Også graden som referansehusholdnngen lar seg påvrke, kan være en funksjon av de mplserte varabelene. Men det vl jeg kke utdype her og nå, men heller forutsette at de er konstante og lke for alle husholdnnger. Konsumvarens Engel-dervert γ g blr utgangspunktet bestemt som en konstant ved maksmerngen av Stone-Geary nyttefunksjonen. Verden på denne konstanten kan mdlertd være en funksjon av de samme og andre varable, se Gaertner (974). Jeg vl mdlertd kke gå nærmere nn på dette spørsmålet, men heller forutsette at den er uavhengg av mn bostedskoeffsent. Dermed slpper v å blande mtt eksempel på mellom-menneskelg påvrknng nn flere koeffsenter og dermed vanskelggjøre dentkasjonen. Et alvorlg problem er at bostedsvarabelen kommer nn mnmumsutgften tl alle de andre varene som nngår utrykket for dsponbelt total konsum ( y ). Dette vl vanskelggjøre beregnngen, så jeg forutsetter derfor gjen at denne nntektsvrknngene er så lten at v kan se bort fra den. I j= b j f) By/land-dummy varabel Med de gtte forutsetnngene om koeffsentene, vl den mellom-menneskelge påvrknngen nå nngå (I.5) som et eget konstantleddet; 3

N, k= (I.6) β g w k bosted x gk Husholdnngsundersøkelser gjelder som regel kun for befolknngen ett land. Å lage en konsumundersøkelse på husholdnngsnvå for hele verden er en urealstsk oppgave. Det er heller kke nødvendg for å påvse at den mellom-menneskelge påvrknngen gjennom bosted fnner sted. Hvs vår hypotese om påvrknngsretnnger mellom bosteder er rktg, kan v tenke oss følgende dynamske utvklng konsumet. En ny vare dukker opp et -land. Bruken sprer seg etter en stund tl byene u-landene, først tl de bedrestlte klasser før det brer seg over hele byen ved konformtetspresset. Etter en stund vl så befolknngen på landet oppdage at by-befolknngen konsumerer den gtte varen, de etterlkner og nytt konformtetspress vl gjen g utstrakt bruk av varen på landet også. Poenget er at dette skjer over td, slk at det er et tds-lag mellom hver bosteds-regon. Det er derfor naturlg med forskjellg verder på bostedspåvrknngen om man bor på landet eller byen forhold tl den samme varen. Dette blr dermed den teoretske begrunnelsen for den verden på dummy-varablene for by/land man ofte fnner for varer en forbruksundersøkelse. Dvs. de forskjellge verdene på (I.6) mellom by og land utgjør verden på denne dummy-varabelen, og v har en teoretsk antagelse om hva denne emprske dummy-varabelen består av. Hvs dummyvarblene er stor betyr det at varen er å regne som en moderne vare, den forstand at varen bare har rukket å etablere seg byen og kke på landet. Dette kan tolkes nn på ytterlggere to måter. Det kan bety at befolknngen på landet ennå kke har oppdaget at bybefolknngen konsumerer varen, dvs. x reelt < x, eller at graden oppfattet bybef. bybef. av vektleggng på andre for denne varen er mndre på landet enn byen, dvs. β land g by < β. V kunne også ha utvdet modellen ved å dele opp β g -ene hvordan g husholdnngen lot seg påvrke for den enkelte vare med hensyn tl påvrknngsform, dvs. s-kategor. Den helt subjektve preferansene hos hver husholdnng som er uavhengg av alle andre, er kke trukket nn denne analysen. Det er ntutvt rmelg å tro at folk på landet har forskjellg subjektv smak. Størst nnvrknng har de nok på γ koeffsentene sden det er først ved reell dsponbel nntekt at konsumenten har noe valg vår modell. Det vlle bety at det er forskjellge Engel-derverte byen og på landet. Ved utlednngen av vår modell har v mdlertd forutsatt at den er lk for alle ndvdene, slk at v realteten ser bort fra den subjetve smak denne koeffsenten. 4

Hvs v dermot tolker den subjektve smaken bare nn b g0 -koeffsenten (I.5), blr det umulg å sklle subjektv smak fra mellom-menneskelg påvrknng. En koeffsent for en dummyvarabel vser jo bare den emprske forskjellen mellom by og land etter at det er korrgert for alle andre tenkelge varable som kan påvrke etterspørselen. Dummykoeffsenten vser dermed bare at det en en forskjell rent emprsk, og kke hva den skyldes. Det er opp tl vår teor å g antagelser om de vrkelge beveggrunnene; mellom-menneskelg påvrknng eller subjektv smak. f) Inntektsvrknng En annen angrepsvnkel for å s noe om påvrknng mellom u-land og -land er å se på nntektsvrknngen for etterspørselen etter en vare. Hstorsk har det vært stor forskjell nntekt og levestandard mellom mennesker -land og u-land, men nå vokser det fram en relatvt stor mddelklasse og overklasse utvklngslandene. Vl dsse ndvdene dermed også "adoptere" det samme konsummønsteret? Dette kan gs forskjellg tolknng nnenfor det nyklassske nytte-maksmerngsapparatet. ) Over td kan nyttefunksjonen ha endret form. Dvs. befolknngen hadde en annen preferanse-struktur ved høye nntekter enn det de har dag, både de som reelt sett hadde høyere nntekt og de som kke hadde det og som v derfor heller kke kjenner preferansestrukturen tl. ) Nyttefunksjonen har vært den samme hele tden, men det har lkevel kke vært mulg å gjennomføre konsumvalget. Dette vl først og fremst skyldes lave nntekter. Manglende tlgang kan tolkes lkedan. Du kan føle den samme nytten av å konsumere en varekombnasjon, men det hjelper lte så lenge det kke er mulg å få tak en av varene eller at den er ukjent. Igjen mangler v tdsserematerale, og jeg vl derfor la dskusjonen om konstant nyttefunksjon lgge. I stedet vl jeg se om etterspørselen etter det v på forhånd vl kalle "moderne" varer, øker med økt nntekt. Hvs varens etterspørselselaststet mhp. nntekt er høy, betyr det at man går over tl å konsumere denne varen når nntekten er høy. Derfor kan høy elaststet på moderne varer være en ndkator på modernserng, sden det gjenspeler at et ndvd u-land vl ha det samme konsummønsteret som - land hvs nntekten bare er høy nok. 5

II. Botswana Botswana var ved uavhenggheten 966 et av de fattgste landene verden. Det ble betraktet som et ørkenland uten råstoffer. Men sden den første damantgruven ble satt drft 97 har landet bltt forvandlet tl et av de rkeste Afrka. De er verdens største damantprodusent, og utvnner dessuten en mengde andre råstoffer som kobber, nkkel, soda og kull. Samtdg er landet en stor kjøtteksportør. Gruvedrften utgjør nå 5 prosent av BNP (989, Bank of Botswana). Brutto nasjonalproduktet per capta var 990 på 2.040 dollar (Unted Natons Statstcal Yearbook 990/9), og det totale BNP har hatt en gjennomsnttlg årlg vekstrate på 0 prosent de sste 5 årene. Veksten har med andre ord vært "eksplosv". En stor del av nntektene fra gruvedrften har tlfalt staten, sden staten enten drver gruvene selv eller får store skattenntekter fra prvate utvnnere. Staten har tl en vss grad klart å fordele nntektene utover befolknngen og det fattgdomsproblemet er derfor kke lke øyenfallende som andre afrkanske land. Befolknngsveksten har fulgt den økonomske utvklngen, og de har en av verdens høyeste vekstrater med 3.6 prosent pr. år. tdsrommet 985-99. (UN - Demografc Yearbook 992). Befolknngen er dag på.3 mlloner mennesker, men befolknngs-tettheten er fremdeles lten med bare 2 personer pr. kvadratklometer. Dette skyldes at 80 prosent av landet består av ørken. Byene er fremdeles små. Hovedstaden Gabarone hadde 99 0.000 nnbyggere, men de urbane strøk vokser med 7.4 prosent årlg og 27 prosent av befolknngen bor dag byene. Pga. den raske veksten og et åpent og frtt kaptalstske system, skulle Botswana være et velegnet land tl å studere modernserngsprosessen. For det første har folk råd tl å kjøpe moderne varer. For det andre er det mulg å få kjøpt dem. Botswana produserer lte varer utgangspunktet, og det er derfor ngen grunn tl å holde utenlandske varer ute for å beskytte egen produksjon. Den gode handelsbalansen gjør at regjerngen heller kke forsøker å begrense konsumet. Venettet er godt utbygd, og selv den mnste landsby har dag god forbndelse med omverdenen slk at varene kommer lett fram. Dette har mdlertd skjedd løpet av de aller sste årene, slk at man fremdeles kan forvente stor forskjell kulturen mellom by og land. Det var tørke Botswana de to årene da Central Statstcal Offce (CSO) gjennomførte sn spørreundersøkelse. Jordbruksavlngene var derfor små, og befolknngen på landet trengte hjelp. Det fkk de først og fremst form av betalt nødarbede. Folk var derfor frstlte tl å kjøpe hva de vlle, og man unngkk dermed en ufrvllg sammensetnng konsumet. En annen grunn tl å bruke Botswana som eksempel er at landet har brukt store ressurser på å utføre statstske undersøkelser. Tallene fra CSOs undersøkelse som jeg vl benytte denne hovedoppgaven, er langt bedre enn det jeg kunne fått fra andre u-land og tldels -land. 7

III. Inntekts- og forbruksundersøkelsen 985/86 a) Utvalgsmetode 8

Central Statstcal Offce (CSO) Botswana samlet løpet av peroden jun 985 tl august 986 nn forbruks- og nnteksopplysnnger og demografske opplysnnger fra et utvalg bestående av 2077 husstander Botswana, 400 husstander på landet og 677 byen. Husholdnngene ble plukket ut etter en to-trnns stratfsert tlfeldg utvelgelses-prosess som dekket hele landet. Landet ble først delt fem strata; by, landsby, "lands" (dyrknngsjord tlhørende landsbybeboere), kvegstasjoner og selveende bønder. Dsse områdene ble så delt opp blokker som var så store at ntervju-gruppen kunne komme over området løpet av en måned, og det ble trukket et tlfeldg utvalg av dsse tl å være med undersøkelsen. Innenfor hver blokk ble det så trukket et tlfeldg utvalg av husholdnnger som skulle være med. "Household ncome and expendture survey: 985/86" er en uvanlg dyptpløyende og gjennomarbedet ntervju-undersøkelse når man betrakter det store utvalget av husholdnnger forhold tl befolknngen (2077 landets 222.393 husholdnnger på daværende tdspunkt, dvs. en deknng på ca. prosent). Botswana gjennomførte en undersøkelse av nntektsfordelngen på landet 974 og en forbruks- og nntekts-undersøkelse for hele landet 978. Dsse er mdlertd av langt dårlgere kvaltet enn den nåværende og det er derfor tvlsomt om det er mulg å trekke lnjer fra dsse undersøkelsen tl denne. CSO startet forøvrg en ny undersøkelse høsten 993, som er beregnet å være fullført våren 995. b) Opplysnnger En husholdnng ble defnert tl å være de menneskene som delte bolg og spste sammen hver dag. Legg merke tl at denne defnsjonen av en husholdnng utelater nære famlemedlemmer som tlfeldgvs / vanlgvs kke oppholdt seg bolgen den gjeldende måneden. I Botswana er det normalt at famlen bor adsklt. Ofte arbeder mannen byen og sender penger hjem tl famlen på landet. På landsbygda er det også vanlg at famlemedlemmene splttes mellom hovedhuset landsbyene, og de mdlertdge bolgene forbndelse med dyrkng av famlens jordflekker ødemarka ("lands") og passng av famlens krøtter ("cattlestatons"). Undersøkelsen behandlet alle dsse bolgformene som separate husholdnnger, noe som husholdnngene selv ofte hadde vanskelg for å akseptere. Intervjuerne besøkte husholdnngene hver dag løpet av en måned, unntatt søndager, og samlet nn tre hovedtyper nformasjon. Undersøkelsen ble foretatt som en ren ntervjuundersøkelse hvor ntervjueren fylte ut et standardsert spørreskjema. Det var husholdnngsoverhodet som ga opplysnngene, og det var opp tl husholdnngen selv å defnere hvem som var overhodet, dvs. ntervjuerne forsøkte å forholde seg nøytralt tl valget. Undersøkelsen var desgnet for å få nn tre hovedtyper opplysnnger: 9

) Demografske forhold. Opplysnnger om medlemmene som famlerelasjoner, utdannng, alder, yrke og arbedssted. I tllegg regstrerte ntervjuerne boforhold, santære faslteter, større eendeler som husholdnngen bestter, kveg og land-eendommer og annen formue. ) Forbruk. Alle nnkjøp av varer for penger pluss alt konsum av varer som har kommet husholdnngen hende på andre måter. Dvs. man regsterte nnkjøpte varer som kke nødvendgvs ble konsumert løpet av peroden som forbrukt, mens andre varer som kke ble nnkjøpt må ha bltt konsumert for å bl betegnet som forbrukt. Om større kaptalvarer kom med denne undersøkelsen vlle dermed være tlfeldg, men de ordnet dette på to måter. Hvs husholdnngen betalte månedlge avdrag på en kaptalgjenstand, ble dette ført en rubrkk. Den sste besøksdagen spurte ntervjueren dessuten om store nnkjøp/gaver sste år og fylte dette nn en annen rubrkk. Hvs f.eks. husholdnngen hadde kjøpt nn en bl, ble denne utgftsummen omregnet tl månedlg forbruk. Tl slutt ender man opp med et forbruksbegrep som består av alle nnkjøpte daglgvarer, konsumerte daglgvarer som har kommet husholdnngen hende ved egen produksjon, arbedslønn naturala, gaver, hjelp og skolemåltder, samt det beregnede månedlge utgftene ved anskaffelse av større forbruksgjenstander. ) Inntekt. Som nntekt ble regnet alle penger som kom nn tl husholdnngen, dvs. lønnsnntekt fra arbedsgver, netto utbytte av forretnngsdrft, salgsnntekter fra egenproduksjon og gaver, samt naturala-forbruk som dermed ble regnet både som forbruk og nntekt. En hovedgrunn tl at besøksperoden var såpass lang som en måned, var at lønnsutbetalnger fra arbedsgvere gjerne er en gang måneden Botswana. Men husholdnngens andre former for nntekter kan følge lengre sykluser. På samme måte som større nnkjøp på forbrukssden, regsterte ntervjuerne derfor alle større salgsnntekter sste år fra salg av avlng, kveg osv. og fordelte denne nntekten ut på månedlg bass. Det er verd å legge merke tl hvordan "gaver" kommer nn husholdnngenes regnskap. Det ble ført som nntekt for de som tar mot, men fratrekk nntekt for den som gr den. En famle kan leve delt to husholdnnger. Hvs mannen jobber byen men sender store deler av lønnen tl kone og barn på landet, vl denne gaven bl trukket fra nntekten tl hans husholdnng byen og kona få lagt denne gaven tl som nntekt for sn husholdnng på landet. c) Utvalgsfel og felrapporterng I følge rapporten som CSO ga ut etter undersøkelsen, hadde de få problemer med husholdnnger som kke vlle stlle opp undersøkelsen. På landet hadde man dermot større problemer med bevsst under-rapporterng ut fra to motver. Generelt ønsket folk på landet å g nntrykk av at de var fattge overfor offentlge myndgheter. De som mottok hjelp 20

forbndelse med tørken, var dessuten redde for nedskjærnger hjelpen hvs de vste hvor stort konsum de egentlg hadde. 2

IV. Generell metode og metodeproblemer a) Lneær regresjon Mtt utgangspunkt for denne oppgaven er Kapteyn s teor om at den mellom-menneskelge påvrknngen reflekteres verden på konstantleddet for en etterspørsels-funksjon. Jeg har for enkelhets skyld gått utfra at dsse etterspørselsfunksjonene er lneære. Koeffsentverden gr da mer drekte og håndgrpelge tolknnger andre sammenhenger (f.eks. den beregnede partelle effekten av å få et barn ekstra en husholdnng er så og så stor uavhengg av verden på de andre varablene og hvor mange barn man har fra før). Tolknngen av skjærngspunktet blr lkevel det samme, slk at man og for seg beholder regresjonens evne tl å forklare den mellom-menneskelge påvrknngen. Mye taler mdlertd for at de vrkelge etterspørselsfunksjonene har en annen form. Da jeg forsøkte log-lneære, kvadratske og andre funksjoner på alkohol-tallene, økte forklarngskraften de fleste tlfeller men sjelden så mye at det oppveet for andre bakdeler ved å bruke dsse funksjonene. Jeg har derfor valgt å fortsette med lneære funksjoner denne oppgaven. Resultatene fra regresjonsanalysen vser også at tlpasnngen av lneære etterspørselsfunksjoner gr en forholdsvs dårlg forklarngskraft. R 2 varerer mellom 0,28 og 0,03 for de enkelte varesorter ved estmerng vha. MKM på nomnelle størrelser, og det kan kke betraktes som speselt høyt. Denne dårlge føynngen tl data skyldes en stor del manglende forklarngsvarable og kke formen på den estmerte funksjonen (se følgende dskusjon om valg av forklarngsvarable). Funksjonsform vl også være avgjørende for hvordan den estmerte Engel-elaststeten endrer verd med totalt konsum. F.eks. en lneær funksjon vl føre tl at elaststeten nærmer seg én, enten fra større eller lavere verder. Tlsvarende tvungne former gjelder også for de andre funksjonene. Det er særlg ved ekstremverden at anslaget på Engel-elaststeten vl sprke mellom de forskjellge funksjonsformene. Rundt det gjennom-snttlge total-konsumet vl det være små forskjeller både for estmert Engel-elaststet og vareutgft. b) Forklarngsvarable. I og for seg kan v bruke alle typer opplysnnger om husholdnngen tl å forklare etterspørselen etter en vare, og v må derfor a pror velge ut noen varable som vrker som sannsynlge forklarngsfaktorer på konsumet. I undersøkelsen er det samlet nn demografske opplysnnger om alle husstandsmedlemmene. Jeg har lkevel valgt å bruke opplysnngene om husholdnngs- 22

overhodet som karakterstkum på hus-holdnngen stedenfor å regne ut andre mål for hele husholdnngen. Jeg mener f.eks. at husholdnngsoverhodets alder ofte gr et bedre spelblde på husholdnngens alderssammensetnng enn den gjennomsnttlge alderen på de voksne husholdnngs-medlemmene. Det var opp tl opp tl husholdnngen selv å bestemme hvem som skulle betraktes som husholdnngsoverholdet, og dette valget gjenspeler antagelgvs den reelle maktstukturen og dermed også konsumvalgene husholdnngen. I Botswana er det utbredt å betrakte den som brnger nntekter tl husholdnngen som overhode, mens alder seg selv kke trenger å splle noen rolle. Varablene *Regon = hvs byen = 0 hvs landet *Age 30 = hvs husholdnngsoverhodet (HO) er mellom 30 og 50 år = 0 ellers *Age 50 = hvs HO er over 50 år = 0 ellers *Utd-ng = hvs HO kke har noe skolegang = 0 ellers *Utdan2 = hvs HO har "secondary" eksamen = 0 ellers *Utdan3 = hvs HO har unverstetseksamen = 0 ellers *Arbloes = hvs HO er arbedsledg = 0 ellers *Headsex = hvs HO er kvnne = 0 ellers *Chldren = antall barn husholdnngen (under 5 år) *Men = antall menn husholdnngen *Kvnner = antall kvnner husholdnngen 23

*Tot.cons. () = husholdnngens totale konsumutgft (IV.) C = α + β gon + β Age30 + β Age50 + β Utdan0 + β Utdan2 + β Utdan3 R Re age30 age50 utdan0 utdan2 utdan3 + β Arbloes + β Headsex + β Men + β Kvnner + β Chldren + β + e Arbloes headsex men kvnner chldren e = restledd Indeksen for varen er utelatt ford v her kun ser på forbruket av en spesfkk vare. Mn referansehusholdnng er altså en husholdnng på landet, hvor husholdnngs-overhodet er en mann under 30 år som arbeder og har noe grunnskoleutdannng. Jeg har valgt de to kategorene by og land som sklles vha. en dummyvarabel for å karaktersere husholdnngens bosted. Kategoren land består av de fre strataene landsby, lands dvs. små jordlapper som tlhører landsbybefolknngen, kvegstasjoner og selveerbønder. Det er mange tng som kan være avgjørende for at det er forskjellge etterspørselsfunksjoner på by og land. Som tdlgere nevnt denne oppgaven har jeg ønsket å vse at det nettopp ekssterer en slk forskjell ford modernserngsprosessen har kommet kortere på landet enn byen. I tllegg kommer de rene tlgangsfaktorene. Når det kke selges kald lagerøl lengst nne bushen, kan det heller kke konsumeres noe av det. (Dette er et rent nfrastrukturproblem, sden det kke fnnes elektrsk strøm. Lkevel kan man bøte på dette ved å nstallere propankjøleskap eller bensngeneratorer hvs man bare har et sterkt nok ønske om å drkke kaldt lagerøl) På den annen sde, lever størstedelen av befolknngen Botswana landsbyer som har gode kommunkasjonsforbndelser med omverdenen. Det kan derfor argumenteres for at hvs det hadde vært et ønske om å kjøpe produktet landsbyen, vlle det også vært et tlbud av varen sden det kke vlle være vanskelg å gjennomføre leveransene. Husholdnngsoverhodets alder er nndelt tre aldersgrupper ved bruk av to dummyvarable. Alder har ofte stor betydnng for konsummønster. Vaner er ofte noe som dannes ung alder, og det er ofte vanlg å beholde det samme konsummønsteret lvet ut selv om det kommer nye produkter på markedet. Ved sden av den rent subjektve smaken for en vare, fnnes det også påvrknng mellom personer nnen samme aldersgrupper. Hvs v bruker husholdnngsoverhodets alder tl å gjenspele tdspunktet for når husholdnngens konsummønster ble dannet og hvlken konsumgruppe husholdnngen ønsker å relatere seg tl, mener jeg det vl være et mnst lke godt utgangspunkt som den gjennomsnttlge alderen husholdnngen. Utdannngsnvået husholdnngen har jeg på samme måte latt husholdnngsoverhodet representere som beslutnngstaker. Det er en tendens tl at barn velger samme utdannng og 24

karrere som sne foreldre, og det er derfor lke gret å bruke opplysnngene om husholdnngsoverhodet. Jeg har delt utdannngen opp fre kategorer ved hjelp av tre dummyvarable. Høyere utdannng skulle tls nærmere kontakt med moderne lvsførsel, kke bare gjennom utdannngsnsttusjonen men også gjennom pensum, studested og vdere arbedsplass. V kan også a pror anta at ndvder som er arbedsledge vl ha forskjellg konsummønster enn det som personer fullt arbed har. I vår vestlge verden vlle det kanskje tls mer hjemmelaget og bllgere mat, men Botswana er vrknngen mer tvlsom sden kostholdet utgangspunkt er ganske enkelt og folk kke oppfatter td som en knapp ressurs. Samtdg er det også mer tvlsomt om opplysnnger om husholdnngsoverhodet denne sammenhengen gr reell nformasjon om hele husholdnngen. Han / hun kan godt være uten arbed, mens resten av famlen jobber eller omvendt. På den annen sde er det å være husholdnngsoverhode Botswana gjerne synonymt med det å være den som skaffer pengene tl husholdnngen. Om husholdnngsoverhodet dermed er arbedsløs, skulle det være god grunn tl å anta at også andre husholdnngsmedlemmer er det. Kjønn på husholdnngsoverholdet skulle også ha nnvrknng på konsumet husholdnngen, sden man anta at husholdnngsoverhodet har stor makt over hvordan husholdnngsmedlemmene bruker sne egne nntekter og/eller husholdnngen bruker felles nntekter. Det er også rmelg å tro at menn og kvnner har forskjellge verder, og at dette vl gjenspele seg konsumvalgene. F.eks. vl gjerne et mannlg husholdnngsoverhode konsumere mer alkohol enn det kvnner vl, og kvnner kjøpe nn mer ernærngsrk mat enn det menn vl. Sden v ser på hele husholdnnger og kke ndvder, vl husholdnngens størrelse få stor betydnng for hva husholdnngen ønsker å konsumere. For en gtt husholdnngs-nntekt vl ndvdnntekten synke proporsjonalt med antall ndvder, og det er kanskje ndvdnntekt som er det reelt avgjørende for konsumbehov og -mønster. V kan gå ut fra at husholdnngen først ønsker å dekke behovet for bassmat, før man kjøper andre varer som har mndre ernærngs-verd. Men sden barn, kvnner og menn kan ha forskjellge preferanser og/eller forskjellg påvrknngsmakt på konsumvalgene husholdnngen, har jeg delt opp egne varable for antall kvnner, antall menn og antall barn under 5 år husholdnngen. A pror vl man anta at nntekten er den vktgste faktoren for bestemmelse av forbruket. Over td må v regne med at alle husholdnnger må overholde budsjett-betngelsen, dvs. kke kan ta opp langvarge forbrukslån. Hvs v betrakter den rene pengedelen av økonomen, er det et stort sklle mellom oppgtt nntekt og oppgtt forbruk. By og land har h.h.v. 49 og 2 pula gjennomsnttlg utgft, men tlsvarende 505 og 36 nntekt. Dfferansen skyldes dels husholdnngens sparng og dels underrapporterng forbruket. Jeg velger derfor å bruke totalt 25

oppgtt forbruk som forklarngsvarabel steden for total nntekt, sden samlet forbruk er en realstørrelse som vser reelle levevlkår. Det fnnes andre forklarngsvarable som man utgangspunktet tror har større betydnng for vareetterspørselen enn de jeg har tatt med mne funksjoner, men CSO spurte dessverre kke etter noen av de mest nteressante sn undersøkelse. Dette gjelder f.eks. husholdnngens relgøse tro, som særlg er vktg for alkohol-etterspørselen. V fkk dessuten bare opplysnnger om hva slags omgvelser husholdnngen bodde (by/land) og kke de spesfkke geografske stedene, sden opplysnngene fra undersøkelsen kke skulle la seg tlbakeføre tl enkelthusholdnnger. Det er antagelgvs store kulturelle forskjeller mellom forskjellge geografske regoner. Det er også store forskjeller mellom mennesker-gruppene og -rasene landet. På lnje med relgon, var det også umulg å spørre om slke opplysnnger av poltske årsaker. c) Generell regresjonsanalyse I denne oppgaven vl jeg gjøre bruk av Mnste Kvadraters Metode (MKM) for å anslå sammenhengen mellom forklarngsvarablene og forbruket av de enkelte varene CSOs forbruksundersøkelse. I utgangspunktet går jeg ut fra at det vrkelgheten er en lneær sammenheng mellom forklarngsvarablene og målvarablene, at dfferansen mellom den "sanne" lnjen og observasjonene (dvs. restledd) er stokastsk og at dsse stokastske restleddene har "pene" egenskaper. I dette tlfellet vl MKM vl estmatorene på koeffsentene være BLUE (Best Lnear Unbased Estmator) følge Gauss-Markovs Teorem, dvs. at MKMestmatorene er forventnngsrette og gruppen av lneære estmatorer har MKM-estmatorene mnst varans. Jeg velger å benytte lneære funksjoner med bare en forklarngsvarabel for å vse at dette gjelder det generelle tlfellet. Dette gr kortere utlednnger, samtdg som flere forklarngsvarable kke endrer det generelle resultatet. (IV.2) Y = α + β X + e =,...,N husholdnnger Her er α og β er koeffsenter, X er en transformert forklarngsvarabel (den gtte verden mnus gjennomsnttsverden) og e er et stokastsk restledd. V ønsker så å estmere denne funksjonen, og foreslår følgende (IV.3) Y $ = $ α+ $ β X 26

der $ α og $ β er de estmerte koeffsentene. $ α og $ β fnnes ved å mnmere dfferansen mellom våre observasjoner (Y ) og de anslagene på observasjonene ( Y $ ) som følger av (IV.3) (IV.4) Mn ( Y Y$ ) $, αβ $ Førsteordensbetngelsene for dette mnmerngsproblemet kalles normal-lknngene, og gr følgende estmater på koeffsentene; N (IV.5) $α = Y = Y N = N (IV.6) $ β = = N = XY X 2 Ved å sette (IV.2) (IV.5) og (IV.6) kan v relatere de estmerte koeffsentverdene tl de sanne koeffsentene, dvs. e (IV.7) $α= α+ N (IV.8) $ β= β+ X e X 2 Jeg vl nå vse at hvs noen av de fre forutsetnngene om restleddet (såkalt "hvt støy" forutsetnnger) er brutt, vl MKM-estmatorene kke lenger være BLUE. ) E( e )= 0 Hvs forventnngen tl restleddet er forskjellg fra null, vl v få forventnngskjev estmator på konstantleddet, dvs. 27

E( e ) 0 E N E( e ) 0 E = E( $) α α ) Var ( e )= σ 2 Ved å ta varansen tl (IV.5) og (IV.6) får v følgende: (IV.9) Var ( $) α = Var( e ) N (IV.0) Var( $ β ) = Var( e ) X 2 Varansen tl restleddet må være konstant, ellers vl kke varansen tl MKM-estmatorene være angtt og da kan v kke med skkerhet anta at MKM-estmatorene er de estmatorene med mnst varans av alle lneære estmatorer. ) Cov( e, e )= 0 j j Alle restledd må være uavhengge av hverandre. V har dette problemet som oftest ved tdssereanalyse, og det er lettest å llustrere problemet et slkt tlfelle. F.eks. kan restleddet være serekorrelert, e = ρ e + v, der ρ er en konstant og v er et stokastsk restledd. V får da at de estmerte koeffsentene kan bl skjeve, jmf. fguren. 28

Y "sann" estmert observasjoner Fg. Heltrukne lnje er den "sanne" funksjonen og den stplede lnjen er den estmerte funksjonen. X v) Cov( X, e )= 0 Forklarngsvarabel og restledd må være ukorrelerte. Hvs de er korrelerte, vl v få forventngsskjeve estmatorer for koeffsentene tl forklarngsvarablene. Cov( X, e ) = E( X e ) E( X ) E( e ) Ee ( ) = 0 E Cov( X, e ) = E( X e ) V kan kke vse dette ved drekte å ta forventnngen av (IV.8), sden deler av uttrykket kke er N Xe = mulg å beregne, dvs. E( N ). V kan mdlertd se på verden av uttrykket etterhvert som 2 X = antall obsevasjoner går mot uendelg, dvs. 29

(IV.) p lm $ N β= β+ N p lm N p lm ( Xe ) N N N = N = X 2 V ser at om v ha sprednng verdene på forklarngsvarabelen, p lm 2 X > 0 N N så vl en forventet postv forventet kovarans mellom restledd og forklarngsvarabel g en forventnngskjev estmator, dvs N p lm ( Xe ) 0 N N = N = E p lm $ β N β V ser dermed om $ β er en konsstent estmator den forstand at forventnngsverden nærmer seg den sanne verden når antall observasjoner går mot uendelg. d) Problemer forbruksundersøkelsen Ved å forutsette at v har en lneær sammenheng mellom etterspurt mengde konsum-varer og mne valgte forklarngsvarable, er det rmelg å anta at v får problemer med enkelte av de ovenfornevte forutsetnngene. ) Heteroskedaststet V må anta at det er større nomnelle forskjeller forbruk av en vare mellom en husholdnng som "lker" varen og en husholdnng som kke "lker" varen, jo større totalt konsum husholdnngene har. Dette er rmelg sden husholdnngene rett og slett forbruker mer totalt sett, og derfor også mer av den enkelte vare. Hvs denne antagelsen er rktg får v problemer med forutsetnng () det generelle tlfellet. 30

(IV.2) C = α+ β V + e K k= k k Husholdnng stt forbruk av varen avhenger av verden på forklarngsvarablene V k og det stokastske restleddet e. I det ovenfornevnte eksemplet vl varansen tl restleddet være stgende med verden på forklarngsvarabelen "totalt konsum". V kan f.eks. postulere at varansen stger med en fast proporsjonaltetsfaktor forhold tl kvadratet av det totale konsumet, dvs. 2 2 (IV.3) Var( e ) = ( C ) σ V kan transformere (8) ved å dele på totalt konsum på begge sder av lkhetstegnet, og v får da et uttrykk for budsjettandelen som brukes på varen. Hvs (IV.3) er oppfylt vl restleddsforutsetnngen tl det transformerte uttrykket være oppfylt. (IV.4) C C K Vk e = α + βk + β + C C C k= tot. kons k Budsjettandelen er en funksjon av de transformerte forklarngsvarablene og et transformert restledd (NB. Fotskrft for varesort og husholdnng er utelatt). V får følgende varans tl det transformerte restleddet; (IV.5) e 2 2 Var( ) = Var( e) = C σ 2 2 C C C E e 2 Var( ) = σ C V har dermed konstant restleddsvarans, og hvs v gjennomfører en regresjon vha. MKM, vl koeffsentene for budsjettandelene være BLUE sålenge de andre restleddsforutsetnngene tl e var oppfylt utgangspunktet, dvs. ved MKM på budsjett-andeler; (IV.6) Mn N ( $, αβ $ k = C C C$ ) C 2 som med de estmerte koeffsentene gr følgende estmerte funksjon for budsjettandelene; $ K C (IV.7) ( ) $ $ Vk = α + $ βk + β C C C k= k 3

Ved å gange opp med totalt konsum på begge sder av (IV.7) får v (IV.8) C$ = $ α+ $ β V K k= k k Denne prosedyren med å transformere den opprnnelge funksjonen for forbruksutgft tl en budsjettandelsfunksjon, for så å gjennomføre en MKM-regresjon og så transformere tlbake tl en utgftsfunksjon, er dentsk med å gjennomføre en ved regresjon hvor husholdnnger med høy varans restleddet blr tllagt tlsvarende mndre vekt ved estmerngen av koeffsentene MKM, dvs. N (IV.9)Mn C C $, $ k Var( e) ( $ ) αβ = (IV.20) Mn $, αβ $ k ( C ) E h 2 ( C C$ ) σ 2 2 2 (IV.2) N Mn 2 σ αβk ( $, $ = C C C$ ) C Maksmerngsuttrykket (IV.2) er det samme som (IV.6) og v får derfor de samme estmerte koeffsentverdene. I prakss betyr dette at ved å gjennomføre MKM på budsjettandeler vl husholdnnger med lavt totalt forbruk bl tllagt større vekt enn husholdnnger med høyt totalt forbruk ved utregnngen av de estmerte koeffsentverdene. Jeg vl komme tlbake tl dette under punkt e). ) Smultant lknngsystem Under det tdlgere punktet om utvelgelse av forklarngsvarable kom jeg med forskjellge begrunnelser for å bruke totalt konsum steden for nntekt tl husholdnngen. V får da mdlertd et problem med smultantet lknngsystemet, som medfører at forutsetnngen om uavhengghet mellom restledd og forklarngsvarabel kan bl brutt og at de estmerte koeffsentene dermed blr forventnngskjeve. 32

K k (IV.22) C = α + β V + β C + e g g g k= k k g g (IV.23) C = G j= C j g =,...,G ndeks for varer Indeksen for husholdnngene er utelatt ford lknngsystemet nå dreer seg om bare en konsument Forventnngskjevhet kan vses ved å regne ut uttrykket for kovaransen mellom totalt konsum og restleddet: (IV.24) Cov( C, e ) = Cov( C, e ) g j g j= E G G G K = Cov k + V ( α β + β C + e, e ) E j j k j j= j= k= j= j= G G = Cov e + Cov k V e + Cov ( α, ) ( β, ) ( β C, e ) + Cov ( e, e ) j= G j g j j= k= V har at det sste leddet alltd vl være større enn null sden Cov( e, e ) = 0 alle j j 2 Cov( e, e ) = Var( e ) = σ > 0 Cov( C, e ) > 0 g E g K G j G g k g j g j= j= G j g I forsterkende retnng vrker også det nest sste leddet, Cov( β C, e ), sden v får en evg regress mellom totalt konsum og restleddet tl vår vare. Som jeg vste under dskusjonen om restleddsforutsetnngene vl v her dermed få forventnngskjeve estmatorer for varens konsumtlbøylghet mhp. totalt konsum, dvs. G j= j g 33

Cov( C, e) > 0 E( $ β ) > β g E g e) MKM på utgftsbeløp eller budsjettandeler Etterspørselselaststeter på varer er en av de første feltene økonomsk forsknngs-hstore, og for mat er det generelt utledet to hovedhypoteser som er bltt stadfestet gang på gang. -Husholdnngenes samlede budsjettandel på mat er synkende med totalt konsum. -Engel-derverte for samlet matkonsum utgftsbeløp er postv men avtagende med totalt konsum. Y. utgft. budsjettandel X Fg.2 Den konkave lnjen er den antatt "sanne" Engel-funksjonen, den stplede er den estmerte Engel-funksjonen ved bruk av estmatorene fra MKM på budsjettandeler og den heltrukne lnjen er den estmerte Engel-funksjonen ved bruk av estmatorene fra MKM på utgftsstørrelser. Ved MKM på utgftsbeløp vl den estmerte Engel-funksjonen gå gjennom punktet C og C g. Når v så estmerer Engel-elaststeten dette punktet får v uttrykket; (IV.25) $ utg. $ utg. C ElC Cg = β C g 34

V kan også estmerer en Engel-elaststet ved bruk av den estmerte Engel-funksjonen som framkommer ved MKM på budsjettandeler. For å gjøre de to estmerte elaststene sammenlknbare, velger jeg derfor å bruke det gjennomsnttlge totalkonsumet og det tlsvarende estmerte konsumet av varen ved de gjennomsnttlge verdene på alle forklarngsvarablene, sden v vet at Engel-funksjonen ved MKM på budsjettandeler vl gå gjennom dette punktet. V får dermed uttrykket; (IV.26) $ bud. and. $ bud. and C El C. C g = β CV $ ( ) k Ved å regne ut de estmerte Engel-elaststene får v at $ utg. $ bud. and. El C < El C for de fleste matvarer (se kap.vii. Regresjonsresultater). Hvs den sanne Engel-funksjonen er slk v har antatt fg., ser v at ved å gjennomføre MKM på budsjettandeler får v som regel en høyere estmert koeffsent for totalt konsum (se dskusjon nedenfor). Dette skjer ford v legger større vekt på relatvt fattgere husstander, og v antar at de har høyere margnal konsumtlbøylghet på matvarer (koeffsenten for totalt konsum), dvs. β C. g C utg > β. Dette skjer med de aller bud. and.. fleste matvarene, men for noen er det omvendt. Dette kan trolg skyldes et annet forløp på Engel-funksjonen; lten margnal konsumtlbøylghet for små verder på totalt konsum før den øker voldsomt et mddelsntervall før den blr lten gjen for store verder på totalt konsum. g Y. utgft budsjettandel. X Fg.3 Den antatt "sanne" Engel-funksjonen er S-formet. Stplet lnje er estmert funksjon vha. MKM på budsjettandeler og heltrukken er estmert vha. MKM på utgftsbeløp. V ser at ved å legge vekten på lavere forbruksgrupper, vl dermed også den margnale konsumtlbøylgheten synke. Dette skjer f.eks. med egg, der koeffsentverden nesten halveres fra 0,006 tl 0,0009. 35

Det andre elementet de estmerte Engel-elaststene er uttrykket for konsumet av varen. V har at Engel-funksjonen ved MKM på utgftsstørrelser alltd går gjennom gjenomsnttsverden på varekonsumet og totalkonsumet. Ved estmerng av Engel-elaststeten vha. MKM på budsjettandeler, vl den estmerte Engel-funksjonen mdlertd gå gjennom et estmert gjennomsnttsverd av varekonsumet, dvs. det varekonsumet som framkommer ved å sette nn de gjennomsnttlge verdene på alle forklarngsvarable den estmerte Engel-funksjonen. Da kan v både få at dette gjennomsnttlge konsumuttrykket er større eller mndre enn det < gjennomsnttlge varekonsumet som v kjenner med skkerhet, dvs. Cg C$ bud. and g ( Vk ). V vl > mdlertd utgangspunktet gå utfra at det estmerte konsumutrykket er større enn den reelle gjennomsnttsverden, sden det er lagt større vekt på de lavere konsumgrupper og dermed den høyere Engel-derverte som nngår uttrykket. Det vser seg at konsumutgften på en vare sjelden vokser proporsjonalt med koeffsentverden ved overgang fra MKM på utgftsstørrelser tl MKM på budsjettandeler denne undersøkelsen (unntak er behandlet kjøtt, egg, andre sukkerprodukter, annen alkohol, getekjøtt og ferdge supper). De to sste er tl og med fått negatv verd, som skyldes et estmert negatvt forbruk for en husholdnng med gjennomsnttlge verder på alle forklarngsvarable. For annen alkohol er dette plausbelt sden det bare er de aller rkeste som konsumerer varen og forbruket vokser eksponentalt. En lneær tlnærmng gr derfor negatvt konsum for husholdnnger med lavt totalt konsum. Ved å bruke MKM på budsjettandeler steden for utgftsstørrelser har v på en sde fått større skkerhet anslaget på Engel-derverte sden v antar at restleddet er heteroskedastsk. På den annen sde blr Engel-elaststene gjerne for store forhold tl hva som er rmelg å anta på forhånd. Forutsetnngen om fallende budsjettandel på mat som gruppe er dentsk med at Engel-elaststeten for mat må være mndre enn en, dvs. øknngen vareforbruket må være mndre enn én prosent når det totale konsumet øker med én prosent. I mn undersøkelse har jeg tatt for meg et utvalg av de vktgste matsortene, og ved å legge dsse sammen får jeg så en relatvt god tlnærmng på mat som gruppe. Ved MKM på budsjettandeler blr Engelelaststeten for stor, (,095), mens MKM på utgftsbeløp størrelser gr Engel-elaststeten som er mer tråd med lknende undersøkelser, 0,38. Jeg vl derfor under analysen påfølgende kaptler først og fremst bruke resultatene fra MKM på utgftsbeløp og nevne resultatene fra MKM på budsjettandeler parentes når det er nteressant å sammenlkne de to størrelsene ford koeffsentstørrelsene gjenspeler henholdsvs rkere og fattgere grupper. Jeg vl anta at de "sanne" gjennomsnttlge verdene for hele befolknngen vl trolg lgge et sted mellom de to størrelsene. Valget mellom MKM på utgftsbeløp og budsjettandeler gr naturlg nok også forskjellge verder på de andre koeffsentene sden forskjellge deler av skalaen for totalt konsum vektlegges. Dette ser v når v regner ut verdene på regons-koeffsentene. MKM på 36

budsjettandeler gr hovedsaklg lavere absolutte verder på regonskoeffsenten (unntakene er hvetemel, melemel, andre varme drkker og annen kjøtt, hvor verden på regonskoeffsenten stger). Dette er naturlg sden regonskoeffsenten vser forskjellge preferanser for varene mellom by og land. Når man ved MKM på budsjettandeler vektlegger lavere forbruksgrupper mer, må denne forskjellen det nomnelle forbruket være mndre sden de har mndre å kjøpe for (jfr. tdlgere dskusjon). f) Trnnvs nnførng av forklarngsvarable I denne undersøkelsen har jeg benyttet statstkkprogrammet SPSS for Wndows 6.0. Dette er avansert programvare og det er vanskelg å benytte alle mulghetene fullt ut sden jeg mangler de teoretske kunnskapene. Jeg har mdlertd benyttet meg av en teknsk fnesse; programmet kan ved å nnføre varablene trnnvs regresjonen (stepwce selecton) nemlg vurdere de forskjellg varablenes forklarngskraft for konsumet av en vare opp mot hverandre. Forklarngsvarablene rangeres etter "vktghet". Denne nnførngsmåten er en kombnasjon av to metoder; forfra og bakfra elmnerng av varable. Når jeg setter mne valgte forklarngsvarable jfr. b) tl dspossjon for masknen, velger den først ut den varabelen som har høyest partell korrelasjon med målvarabelen. Når masknen så gjennomfører en regresjon med bare denne varabelen, må koeffsenten være sgnfkant forskjellg fra 0. Masknen bruker her en F-test, men det er tlsvarende med t-test sden F = t 2. Jeg har med vlje satt et svakt nkluderngskrav med sannsynlghet for at F=0 må være mndre eller lk 0,5 (PIN = sg F 05, ). Hvs varabelen oppfyller dette kravet, velger masknen ut neste varabel den ønsker å nkludere. Det er den varabelen som har størst partell korrelasjon med den uforklarte restvaransen tl målvarabelen, dvs. korrelasjon med den varansen målvarabelen som er gjen når man trekker fra den varansen som den første varabelen forklarte (restleddet). Så gjennomfører masknen en regresjon med de to varabelene. Den sst nnførte varabelen må da oppfylle nkluderngskravet på sg F 05,. Varabelen som ble nnført først, må så være mndre enn 0,6 sannsynlg å være lk null (POUT = sg F 06, ). Koeffsenten kan nemlg ha bltt mndre sgnfkant ved nnførngen av den neste varabelen, f.eks. pga. multkollnartet. Ekskluderngskravet er mdlertd satt høyere enn nkluderngskravet. Slk fortsetter masknen utvelgelsen nntl ngen resterende varable oppnår nkluderngskravet, og alle nkluderte varable oppfyller ekskluderngskravet. Masknens utvelgelse følger altså en rangerng partell korrelasjon med uforklart restvarans målvarabelen. Dette kravet vser seg å være sammenfallende med to krterer som gjenspeler reell rangerng av forklarngsvarablene vktghet. Det første er øknngen regresjonens forklarngskraft ved nnførngen av varabelen, dvs. forklarngskraften tl den estmerte funksjonen etter nnførng av den sste varablene mnus forklarngskraften tl den estmerte funksjonen uten den sste varabelen, dvs. 37

2 2 2 (IV.27) Dff R = R R k k Det andre målet er en standardsert regresjonskoeffsent slk at det er mulg å sammenlkne de forskjellge koeffsentenes relatve betydnng når benevnngene er forskjellge (f.eks. utgftsbeløp pr. voksen husholdnngen målt opp mot utgftsbeløp pr. enhet pengenntekt). Denne verden regnes ut ved å gange den estmerte regresjonskoeffsenten med forholdet mellom standardavvkene (SE X = Var( X)) tl forklarngsvarabelen og målvarabelen, dvs.; (IV.28) Beta V k SE = β k SE V k c Ved trnnvs nnførng vl masknens nnførngsrekkefølge ut fra partell korrelasjon med restvarans være sammenfallende med en kombnasjon av målene (IV.27) og (IV.28) Dette er av stor vktghet denne oppgaven, sden jeg ønsket å s noe om hvorvdt mellom-menneskelg påvrknng er vktg for å forklare etterspørselen etter en vare, og denne effekten er som tdlgere forklart dentsk med regonskoeffsenten. V får dermed at jo vktgere masknen bedømmer regonsvarabelen tl å være sammenlknet med de andre forklarngsvarablene, jo vktgere er modernserngen gjennom mellommenneskelg påvrknng for etterspørselen etter akkurat denne varen. Hvs andre faktorer betyr mer og regonskoeffsenten kommer langt ned på lsten selv om den er sgnfkant forskjellg fra null, er det lten menng å kalle denne varen for en "moderne" vare. I selve analysen de påfølgende kaptelene vl jeg referere tl hvlken "plass" totalt konsum og regonsvarabelen oppnådde. Dsse resultatene for alle varer står oppsummert kap.vii. Regresjonsresultater. Først og fremst satte jeg sgnfkanskravene såpass svakt for å kunne få denne rangerngen mellom flest mulg forklarngsvarable. Men det var også et poeng å sklle ut de varablene som kke betydde noen tng for etterspørselen etter en vare, og derfor ble det satt en øvre sgnfkansgrense det hele tatt. Dette medførte mdlertd en utlsktet b-vrknng. Det kan nå være forskjellge forklarngsvarable de estmerte etterspørselsfunksjonene etter en og samme vare når de regnet ut ved henholdsvs å bruke MKM på nomnelle størrelser og MKM på budsjettandeler. Det er dermed kke mulg å sammenlgne resultatene fra de to metodene uten vdere. Det var heller kke menngen å sammenlkne utgangspunktet, sden jeg egentlg lette etter de beste estmatene for etterspørselsfunksjonen vha. forskjellge metoder. Problemet med forskjellge forklarngsvarable gjelder kke for så mange funksjoner, sden kravene var svake og dermed har de fleste varablene bltt nkludert lkevel. Hvs noen varable er ekskludert, har de gjerne bltt ekskludert ved begge metoder. Hvs en metode nkluderer og den andre 38

ekskluderer, er gjerne den nkluderte koeffsenten av så lav verd at den har lten betydnng for den estmerte funksjonen. 39

V. Matvarer a) Gode opplysnnger Som nevnt kapttel III. kunne husholdnngens opplysnnger om konsum av varer ha varerende kvaltet. CSO nevner sn sluttrapport at de fant husholdnngenes opplysnnger om konsum av mat troverdge. Ved å oppaggregere forbruket av hver vare tl landsnvå, fkk de resultater som lå nærheten av andre opplysnnger og produksjonsanslag landet. For matvarer kan v derfor regne med at hver husholdnng kan ha både under og overrapportert, og at denne felrapporterngen kke følger noe bestemt mønster. Felrapporterngen medfører dermed bare at varansen tl restleddet øker, og alle "hvt-støy" egenskaper er ellers beholdt (bortsett fra den tdlgere nevnte heteroskedaststet som skyldes andre forhold). b) Flere påvrknnger I dsse regresjonene har jeg et utall forklarngsvarable, og det er derfor et annet oppsett en kapttel I. Men prakss medfører dette ngen forskjell. Kapteyn s tolknng av utgftskonstanten er nå bare delt opp en forskjellge effekter, og v har fremdeles den samme dummy-varabelen for bostedspåvrknng konsumetterspørselen. Som tdlgere sagt skjuler det seg også rene tlgangseffekter denne regons-koeffsenten. Det er mdlertd stort sett dens samme prsen på alle varer over hele landet. Samtdg kan tlgangen på varen lett bl en "høna eller egget" dskusjon. Hvs folk på landet vrkelg ønsker å kjøpe en vare, er det mn påstand at da vl den også komme omsetnng på det stedet. Den fre etablerngsretten landet og de gode veene gjør at det vl alltd bl tlbud av varen hvs det fnnes etterspørrere. I enkelte tlfeller kan det mdlertd være en reell problemstllng og jeg vl da gjøre oppmerksom på det. Den andre hovedndkatoren på modernserngsprosessen er elaststeten av totalt konsum på etterspørselen etter varen (jfr. kap. I). Jeg har her bare regnet ut en gjennomsnttlg elaststet og kke hvordan den utvkler seg over ntervaller. Hoved-poenget er om u-land vl etterspørre på samme vs som -land når nntekten stger tl vestens nvå. c) Varegrupper Jeg har delt matvarene nn naturlge gruppernger. Varene nnenfor hver gruppe er å betrakte som nære substtutter. Om man bruker mas-mel eller sorgum-mel grøten kan gå ut på ett, og hva husholdnngene foretrekker kan være tlfeldg uten sammenheng med våre utvalgte forklarngsvarable. Når forbruket varerer tlfeldg vl også forklarngskraften tl regresjonene 40

være dårlge for hver av varene, men når v slår dem sammen tl en varegruppe vl forklarngskraften ofte forbedres sden den tlfeldge varasjonen dermed utelates. Samtdg er det nettopp påvrknng fra andre som er avgjørende for forbruksvalg mellom nære substtutter. Regonsvarabelene vl derfor kunne fortelle oss mye om modernserngsprosessen for hver vare. Jeg vl ta for meg en gruppe av gangen og analysere modernserngsgraden utfra to modernserngs-karakterstka; forskjellen på by og land og etterspørselselaststeten. Det har kke vært praktsk mulg å gjennomføre regresjoner på alle varesortene CSO's undersøkelse. Dataene var arrangert på en slk måte at det krevdes mye arbede å få satt opp en varesort forbndelse med demograf-opplysnngene for å utføre regresjoner på varesorten. Jeg plukket derfor ut 27 varesorter som man utgangs-punktet skulle tro var påvrket av modernserngen. Det kan tenkes at andre varesorter vlle være mer nteressante, men matvarer forbrukes av alle og tlfeldgheter spller derfor mndre rolle. ) Korn Brød og rs skller seg ut som de moderne varene. En husholdnng byen bruker henholdsvs,87 pula (0,64 ; tall parentes er resultat fra den vektede regresjonen) og,28 pula (0,9) mer på dsse matvarene byen enn en tlsvarende husholdnng på landet. I følge SPSS trnnvse nnførng var regonsvarabelen den nest vktgste forklarngsvarablene for brødkonsumet, mens den var vktgst for rskonsumet. Også elaststeten (den prosentvse øknngen konsumet av varen når totalkonsumet øker med én prosent) er høyest nnen gruppen med henholdsvs 0,47 (0,67) og 0,29 (0,6). Ferdglaget brød kan absolutt regnes som et lvstlsprodukt Botswana. Den tradsjonelle hverdagsmaten er grøt og "kornmasser" laget på forskjellge typer korn, og brød europesk forstand er noe som først vrkelg har kommet på markedet de sste 20 årene. Tlsvarende er rs en korntype som utgangspunktet har vært helt fraværende Botswana. Mesteparten av landet er ren ørken, og det er derfor ngen naturlge dyrknngsområder for den vannkrevende kornsorten. Det er dessuten en trend verdensmålestokk med voksende rskonsum. Sorgum er Botswanas opprnnelge kornsort og bassvare, og det er et betraktelg lavere forbruk av dette byene. Det er mdlertd nteressant å merke seg forskjellen konsumet av hele sorgumkorn og ferdg sorgummel, sden regon koeffsentene var henholdsvs -6,95 pula (-2,23) og -,78 (-,20) mens det gjennomsnttlge forbruket landet var forholdsvs lkt for de to varantene. Dette kan skyldes to tng; På landet dyrker de mer tl eget forbruk og blr derfor også nødt tl å male kornet selv (forskjell yrker), men samtdg har nok modernserngseffekten en betraktelg nnvrknng. Hvlken prs setter ndvdene på egen frtd? I moderne bylv har man rett og slett kke td tl å male kornet selv, og samtdg blr det oppfattet som "tlbakestående" og umoderne. Det er derfor kke bare prssettng av td, men reell påvrknng fra andre bymljøet. Forskjellen regonkoeffsenten vser dermed at 4

sorgum-mel er å betrakte som en mer moderne vare enn hele sorgumkorn. I motsatt retnng trekker mdlertd elaststeten som er vanskelg å forklare. Sorgumkorn har hele 0,30 (,9) mens sorgummel har 0,3 (,7) elaststet. Masmel kommer en mellomstllng modernserngsprosessen. Det har vært tl stede landet lang td men er lkevel kke regnet som en tradsjonelle kornsort. Lkevel er den nå den vanlgste kornsorten. Gjennomnsnttlg forbruk er 9,6 pula mot 8.4 pula på samlet sorgumforbruk. Dette kan skyldes to tng. For det første mporterer Botswana mesteparten av maten de forbruker, og mas er en vanlgere kornsort nabolandene, samtdg som masmel er rundt 5 prosent bllgere enn sorgummel for konsumentene. Elaststeten er relatvt lav på 0.2, noe som vser at mas nå er den vrkelge bassvaren landet. For hvetemel og melemel (mas som er tørket og lett stampet) var det kke sgnfkante forskjeller på by og land, og elaststetene var lave med 0,6 og 0,3 pula. Det er og for seg overraskende sden hvetemel må betraktes å være et moderne vare. Det gjennomsnttlge forbruket er dessuten ganske høyt med 3,33 pula. Den store forskjellen har v allerede sett ved forbruket av ferdg brød, og det resterende hvete-melet blr trolg brukt grøtblandnger og kaker. Begge deler er noe som forbrukes lke mye byen som på landet. Når v grupperer alle kornsortene får v betraktelg lavere kornforbruk byen, -0,36 pula (- 4,2). Korn brukes gjerne forskjellge typer grøt som er en tradsjonell rett. Ved modernserng venter man at husholdnngene vl gå over tl andre typer varer. Dette gjenspeler seg også den relatvt lave elaststeten på 0,9 (,03). V ser her at ved vektet regresjon stger elaststeten betraktelg, sden de fattgere lag blr mer vektlagt. Korn utgjør med andre ord bassmat, som blr fortrengt budsjettandelsmessg av andre varer når totalkonsumet øker. V har dessuten fått utjevnet den tlfeldge varasjonen mellom kornsorter, sden forklarngs-kraften har steget tl 0,7 for korn som gruppe sammenlknet med rundt 0,07 for enkeltvarene. ) Kjøtt I Botswanas halvørken har dyrehold vært en av de få tngene som har gtt husholdnngene utkomme. Kjøtt er derfor en tradsjonell del av kostholdet, og den llle forskjellen mellom by og land var derfor ventet. For kjøtt som gruppe bruker bybefolknngen -5,5 pula mndre, mens vektet regresjon gr ngen sgnfkant forskjell. Forbruket av de enkelte kjøtt-typer følger dermot et modernserngsmønster. Bybefolknngen bruker -4,22 pula ndre getekjøtt, -,25 pula mndre oksekjøtt og -,07 pula mndre kyllng, men 0,55 pula mer behandlet kjøtt og 0,68 mer annet kjøtt. Get er betraktet som fattgfolks bufe, og selv om det fremdeles er utbredt med kveghold blant husholdnnger på landet har storprodusenter overtatt og de eksporterer tl byen 42

og utlandet. Med modernserng følger det som vanlg å kjøpe mer behandlede kjøttprodukter som pølse, kjøtt på boks, osv. V fnner også at behandlet kjøtt har den største elaststeten på 0,7. Kjøtt som sådan har en elaststet på 0,44 og dette vser at kjøtt er en vare som brukes tllegg når man har råd tl noe mer enn bassmaten bestånde av korn. Dette gjenspeles av SPSS' valg av nkluderngsrekkefølge. Total-konsumet er det vktgste forklarngsfaktor for kjøttkonsumet for alle kjøtt-typer bortsett fra getekjøtt som ofte er produksjon tl eget forbruk blant fattgere bønder. Regonskoeffsenten blr dermot regnet for å være mellom 4. og. vktgste forklarngsfaktoren bortsett fra for behandlet kjøtt som må regnes som en mer moderne vare og ble nkludert som tredje varabel. ) Meerprodukter Meerprodukter følger et klart modernserngsmønster og med at det forbrukes klart mndre byene, -8,58 pula. Dette skyldes hovedsaklg at te med mye melk og sukker fremdeles er hoveddrkken på landet tråd med gammel kolonal skkk, mens man byen har gått mer over tl andre drkker. For frsk melk er verden på regons-dummyen hele -9,3 pula. Melkepulver brukes det dermot mer av byen, 0,67. Andre melkeprodukter forbrukes det mndre av byen, -0.20, men samtdg har dsse varene de største elaststetene med 0,97. Egg vser seg å være det produktet som mest kan regnes for å være et moderne produkt. Regonskoeffsenten er på 0.22 og regnet som den tredje vktgste forklarngsvarabelen. Elaststeten er på hele,06 og egg kan derfor betegnes som et luksusgode. Totalt konsum var den vktgste forklarngs-varabelen. v) Matfett I Botswana brukes det hovedsaklg to typer fett tl matlagnng; rennende matoljer og faste smult-typer. I følge mne modernserngskarakterstka er det smult-typene som er de mest moderne med 0,42 regonskoeffsent mot matoljens 0,03, og tlhørende elaststeter på 0,44 og 0,30. Matfett er nære substtutter, og forkjellen vl derfor gjerne skyldes påvrknng fra andre. v) Søtnngsstoffer Innbyggerne Botswana elsker det søte, og forbruket av søtnngsstoffer er høyt uansett hvor man ferdes. Lkevel er det en forskjell forbruket, sden bybefolknngen bruker mndre sukker, -0,87 pula, men mer andre søtnngsstoffer og sukkerprodukter, 0,5. Det høye sukkerforbruket på landet skyldes gjen at befolknngen på landet drkker mer te som blr søtet med sukker, 43

men også at de spser mer grøt med sukker strødd over. Elaststteten for sukker er heller kke særlg høy med 0,4 og totalkonsum som den 4. vktgste forklarngs-faktoren slk at sukker er en vare som befolknngen bruker uansett om de har høy eller lav nntekt, eller hvor de bor. Andre sukkerprodukter har dermot en veldg høy elaststet med 0,99, og totalkonsum er den vktste forklarngsfaktoren. Dette vser at andre søtnngsstoffer og sukkerprodukter kan regnes som en moderne vare sammenlgnet med sukker, selv om sukker er langt vktgere med nesten 0 ganger så høyt gjennomsnttlg totalkonsum målt pula. v) Varme drkker Botswana er en gammel engelsk kolon med dtto te-tradsjoner. Te er den vktgste drkken med et gjennomsnttsforbruk på,89 pula mot kaffens 0,73 pula og andre matdrkkers 0,0 pula. Kaffens nntreden vses ved at bybefolknngen drkker for 0.3 pula mer kaffe og for - 0,72 pula mndre te, mens det kke er noe forskjell for andre matdrkker. Høyest elaststet har også kaffen med 0,73 mot 0,20 for te. Kaffe er dermed å regne som den moderne drkken sammenlgnet med det tradsjonelle teen. v) Andre enkeltvarer Ferdgsupper er en relatvt nylg nnført produkt Botswana, og bybefolknngen bruker da også forholdsvs mest av den, 0,29 pula mer, og regonskoeffsteten er den nest vktgste forklarngsvarabelen etter totalkonsumet som gr en elaststet på 0,53. Ferdgsupper skulle dermed regnes som et moderne produkt. Frosne og prosesserte grønnsaker antas utgangspunktet å være moderne varer, men det forbrukes lkevel mndre byen, -0,42 pula. Dette skyldes antagelgvs lettere tlgang på frske grønnsaker byene, sden mesteparten er mportert fra Sør-Afrka. Elaststeten er relatvt høy, 0,29, og v kan derfor regne grønnsaker som sådan som en vare man velger å konsumere med høyere nntekt. Parafn har moderne hjem overtatt vedens plass matlagngen. Det samme skjer med belysnng. Det forbrukes klart mer parafn byen, 0,8, og bosted er den vktgste forklarngsvarabelen konsumet. Tl tross for tlnærmet ørkenlandskap er det overflod av ved på landet, og at det derfor kke har vært nødvendg å fnne andre fyrngsalternatver. Men samtdg er dette lkevel en vare som gjenspeler modernserngen, sden det er mulg å kjøpe ved også byen. Bybefolknngen har også et større ønske om å ha det lyst rundt seg om kvelden, både ford det er mer normalt og ford de gjerne er lenger oppe om kvelden forhold tl befolknngen på landet. At elaststeten er relatvt lten, 0,2, skyldes at man må foreta en grunnnvesterng lamper og kokeapparater for å kunne bruke parafn, og når man først har hatt råd tl å kjøpe dette har man også råd tl å bruke den. 44

VI. Alkohol a) Alkoholens hstore og dagens marked Botswana Alkohol har vært en del av den botswanske kulturen gjennom alle tder. Det tradsjonelle sorgumølet, bojalwa, har lten alkoholstyrke og er svært ernærngsrkt. Ølet brygges store blkkpanner/keramkkrukker, og gjærngsprosessen tar bare et par dager. Ølet må drkkes nnen kort td ford det blr fort dårlg. Det medførte at øl bare ble brygget ved speselle anlednnger som f.eks. bryllup, nnhøstnngsfester, men en famle som ønsket å arrangere en arbedsdugnad måtte også brygge øl for å servere de frvllge som betalng. Batswanere hadde derfor en utpreget "drkk mens det fnnes"-holdnng med lengre avholdsperoder mellom. Det store skftet skjedde ved nn-førngen av penge-økonomen tdlg dette århundret. Mange batswanere pendlet tl Sør-Afrka der de fkk betalng penger. Samtdg ble det også mer salg av jordbruksprodukter og kyr Botswana, slk at det ble mer normalt å ha penger mellom hendene. Men dette gjaldt stort sett mennene. Den eneste måten kvnnene kunne få penger tl å dekke sne forplktelse som skoleunformer og annet tl hjemmene, var ved å selge 45

øl tl mennene. Flere kvnner kunne gå sammen om å holde store fester hvor de solgte hjemmebrygget øl og mat, for så å dele nntektene etterpå. Større tlgang på alkohol medførte også økt forbruk. Det hjemmebryggede sorgumølet er CSO's undersøkelse slått sammen med en ernærngsfattg satstype, Kahd, tl en gruppe med kalt tradsjonelt øl. Botswana lgger som en naturlg forlengelse av Sør-Afrka, og det har gjennom hele århundret vært solgt lagerøltyper, vn og sprt langsmed jernbanen selv om brtene forsøkte å stoppe omsetnngen tl de svarte. Da Botswana ble en selvstendg nasjon 967, ble alle slke forbud opphevet. På mdten av 60 tallet startet det brtske multnasjonale selskapet Lonrho va stt datterselskap Zamba, Henrch Chbuku Breweres, ndustrell produksjon av det tradsjonelle sorgumølet Botswana, kalt Chbuku. Dette selskapet ble så kjøpt opp av South Afrcan Breweres (SAB) 978. South Afrcan Breweres hadde hånd om all lagermporten tl landet, nntl de Botswanske myndghetene ga et tysk selskap, Prntz Brau, løyve og enerett tl å bygge et lagerbrygger Botswana. Tyskerne hadde mdlertd lten erfarng med bryggervrksomhet Afrka og selskapet gkk med store underskudd. Hele bryggeret ble solgt tl South Afrcan Breweres 978. I dag har derfor det sør-afrkanske bryggeret tlnærmet monopol på alkoholomsetnng Botswana (98 prosent av totalen). SAB satte mdlertd som krav for oppkjøp av bryggerene den Botswanske regjerngen gkk nn som deleer. Årsaken kan være at SAB ønsket å unngå nntreden av nye konkurrenter på et senere tdpunkt ved å g regjerngen egennteresser av å beholde monopolet. Resultatet er at SAB dag nærmest kan "dktere" hva folk skal drkke ved å justere prser og drve reklamekampanjer. Sden omsetnngen er delt to, Chbuku som konkurrerer med det hjemmebryggede ølet og lagerølet på boks som kke har noen konkurrenter, vl det på skt være fordelaktg for SAB å dree den populære smaken mot lagerøl der det er mulg å ta ut ren monopolproftt. Chbukuen leveres lterskartonger av store lastebler som leverer drekte tl øl-koner langsmed veen for vdere omsetnng. Dsse konene laget gjerne tdlgere stt eget sorgum-øl for salg, men det er nå mer praktsk å kjøpe ferdglaget. Lagerølet selges på boks som man bare kan kjøpe lsenserte alkoholforretnnger (bottle-shops) og barer. Det er en klar statusfordelng mellom alkoholsortene. Lagerølet regnes som det fneste og mest moderne, og de fleste vlle ha drukket dette hvs de hadde hatt råd. Prsen er mdlertd 6 ganger så høy som sorgumølet. Chbuku selges overalt, og det er et rent økonomsk foretagende. Særlg ungdommen flokker seg rundt chbuku-selgerne, sden de der opplever lten grad av sosal kontroll. En typsk fredagskveld for den botswanske ungdommen, er å først drkke seg full mens de skravler med gode kamerater hos chbuku-damen, før de går vdere tl barer og dansesteder hvor de drkker det dyre lagerølet for å mponere andre. SAB får dermed tynet ut den proftten som de kan, ved først og nnse konkurransen fra hjemmebryggerne og så skape et tlsvarende alternatv chbuku for så sden å skvse ut monopoloverskuddet ved lagerølsalget. 46

Bojalwadrkkerne er gjerne forbundet med det tradsjonelle, og det er særlg eldre mennesker som samler seg der hvor det selges hjemmebrygget øl. Det er derfor også forbundet med sterke tradsjoner å være et slkt sted. I utgangspunktet må man være ønsket av vertnnen, og det er mange sosale regler for dannelse som må overholdes. Det å drkke hjemmebrygget øl er derfor forbundet med ønsket om å beholde tradsjoner eller motstand mot fornyng. Når kalabasen med bojalwa sendes rundt er alt som før. Kahd er en tradsjonell drkk men utgangspunktet en fattgmannsdrkk, og de fattgste vl drkke det som gr dem størst rus uansett. Som oppsummerng er det tydelg at alkoholen Botswana kan rangeres etter en modernserngs-skala. Sprt, vn og lagerøl er mest moderne, så kommer chbuku og tl slutt bojalwa som det tradsjonelle, mens Kad kan betraktes som en nøytral drkk. b) Felaktg rapporterng og justerng av data CSO undersøkelse baserte seg på at husholdnngsoverhodet skulle huske hva alle husholdnngsmedlemmene hadde konsumert sste døgn. Særlg varesorter som enkeltmedlemmene konsumerer utenfor huset, kan det være vanskelg for husholdnngsoverhodet å ha noen overskt over. Varer som alkohol, tobakk, avser og leskedrkker er dessuten vanskelg å huske sden forbruket skjer tlfeldg. Det vser seg at konsumet av dsse varene er underrapportert de fleste konsumundersøkelser når man sammenlkner estmert totalforbruk landet utfra husholdnngenes opplysnnger med de tall som produsentene oppgr. Så var også tlfelle for dsse varene CSO's undersøkelse.. Jeg dro selv tl Gabarone for å hente datamateralet med enkeltobservasjonene. Under en samtale med en av de ansvarlge for undersøkelsen kom det fram ved en tlfeldghet at de også hadde justert husholdnngenes opplysnnger, slk at de tallene som nå ble brukt var mer overenstemmelse med hva man vsste eller anslo var produsert. For alkoholens vedkommende får CSO opplysnnger drekte fra lager-, sprt-, vn- og chbukuprodusenten, mens de brukte andre undersøkelser om produksjon for å justere forbruket av den hjemmeproduserte bojalwaen. Dette ble gjort ford de ønsket å lage en levekostnadsndeks for landet, og dermed gjennomført underestmerng av forbruket for noen varer men kke for andre. Problemet er mdlertd at CSO kke husker hvlke krterer de brukte for å blåse opp tallene, og de har heller kke har spart på det opprnnelge materalet. V vet med andre ord kke hva som husholdnngene egentlg har svart, og kan derfor heller kke fnne sammenhenger forbruket av alkohol. V kan f.eks. tenke oss at alle husholdnnger med en mann huset fkk blåst opp forbruket, ford det er mer trolg at menn drkker mer øl enn kvnner. En sgnfkant kjønnsforskjell vl derfor kunne gjenspele statstkerens oppfatnng av ølforbruket og kke reelle kjønnsforskjeller. V kan derfor kke s noe skkert ved å analysere tallene ford alle varable kan ha bltt brukt som krterum for oppblåsnng. 47

Første gang vedkommende ble forespurt om framgangsmåten, svarte han følgende: "Trolg kke noe avansert. Det ble gjort lke før rapporten skulle være ferdg. Antagelgvs blåste v opp forbruket husholdnnger med lave budsjettandeler, samt de husholdnnger uten rapportert alkoholforbruk men med mannlge medlemmer fkk lagt tl noe. Totalt sett ble det blåst opp ca. 00 prosent" Etter noen dager mente han at denne uttalelsen var ren gjetnng. Hvs v tolker utsagnet velvllg, og antar at det eneste som skjedde var at lave budsjettandeler ble blåst opp, vl analyse g oss en menng. For når v antar synkende budsjettandeler på alkohol, som vrker sannsynlg Botswana utfra de aggregerte tallene og observasjon, betyr dette at det er særlg husholdnnger med høyt totalforbruk som fkk blåst opp alkoholforbruket. I seg selv betyr det at koeffsenten for totalt konsum blr større enn hva det opprnnelge materalet skulle tls. Hvs det er en systematsk forskjell forbruket mellom grupper vl de med det laveste alkoholforbruket bl blåst opp mest slk at dfferansen mellom gruppene vl bl mndre etter oppblåsnngen. Dvs. de koeffsenten v vlle ha fått ved å bruke det opprnnelge materalet vl være mnst lke store som det v får ved å bruke de justerte tallene. Jeg fnner det derfor nteressant å gjennomføre analysen på alkohol-typene, men det vl være opptl leseren om han vurderer utgangspunktet, og dermed resultatet, å være troverdg. c) Alkoholtyper CSO opererer med fre alkoholtyper; Tradsjonelt øl som består av Bojalwa Tse Tswana og Kahd, Chbuku, Lagerøl og Annen alkohol som består av sprt og vn. (NB! Husk at det er de justerte dataene som er analysert). ) Lagerøl Det drkkes mer 5,43 pula mer lagerøl byen enn på landet, og bostedsvarablene blr regnet som den nest vktgste forklarngsvarabelen for lagerølkonsumet. Samtdg er elaststeten høy, 0,68, og totalt konsum er den vktgste forklarngsvarabelen. Lagerøl tlfredstller med andre ord begge kravene tl en moderne vare. Den urbane befolknng konsumerer mer, og når nntekten stger øker forbruket av denne vestlge varen. ) Chbuku Regonkoeffsenten er på hele 9,38 pula, og dette gjenspeler at det ndustrelt produserte ølet har større plass det moderne samfunnet enn på landet. Regonskoeffsenten er faktsk den vktgste forklarngsfaktoren. I byen er det nesten ngen som lager det tradsjonelle ølet lenger. Tl en vss grad kan dette skyldes rene tlgangsfaktorer. Bolgkvarterene byene består av enkelthus med hage, og det er derfor god plass tl å brygge øl. Men tlgangen på ved tl oppfyrng av kjelene er mer uskker og dyrere, men lkevel kke så dårlg at det blr ulønnsomt 48

å brygge eget øl. Men avkastnngen på eget arbede blr er mndre, sden prsen på det tradsjonelle ølet kke kan settes opp når prsen på chbuku lgger fast. Elaststeten den vanlge regresjonen er faktsk negatv, -0,00905, og gjenspeler overgangen tl lagerøl når man får råd tl det. I den vektede analysen er mdlertd elaststteten postv og ganske stor (0,709). Dette understreker at husholdnnger med dårlgere råd drkker mer chbuku. Når man ser på grupperte data over forskjellge grupper av totalt konsum, er forbruket først stgende også avtagende. ) Tradsjonelt øl V ser her at forbruket av tradsjonelt øl er mndre byene enn på landet, -2,7. Det understreker mn antagelse om nær substtusjonsgrad med chbuku, der det tradsjonelle ølet fremdeles holder stand på landet. Dette kan også skyldes manglende salg av chbuku på landet, men det er lte trolg. Selv om også chbuku blr dårlg løpet av et par dager, har SAB fordelt bryggeranlegg utover hele landet og organsert lasteblutkjøng med mltær pressjon, slk at selv den fjerneste landsby nås flere ganger uka. Engelelaststeten er postv men lav, 0,. Det betyr at husholdnngene bruker penger på bojalwa og kadh som en slags bassvare. Sden forbruket kke går ned med høyere totalkonsum slk som chbuku gjør, kan dette tyde på at det er et skarpt sklle mellom chbuku og lager på en ene sden som moderne drkker, og de som holder på det tradsjonelle ved å drkke bojalwa. Elaststeten er rktgnok større ved vektet analyse (0,62), men den er lkevel lavere enn for alle de andre alkoholsortene. Den lave etterspørselselaststeten kan også være en følge av at bare den hjemmeproduserte bojalwaen kan brukes ved rtuelle anlednnger, og dsse er som regel uavhengg av husholdnngens totale nntekt. v) Annen alkohol Vn og sprt er fremmede drkkevarer den batswanske kulturen. Det er mest utbredt byene, sden regonskoeffsenten er på 0.68. Men dsse alkoholsortene utgjør en lten del av totalforbruket, rundt 8 prosent. Elaststeten er den høyeste med.36, og dette vser at sprt og vn er noe som er forbeholdt de relatvt velstående klassene, og kke gjenspeler modernserng de store masser. v) Samlet alkohol Totalt sett bruker bybefolknngen 3,49 pula mer på alkohol enn befolknngen på landet. Elaststeten er relatvt lav med 0,47 vanlg regresjon og (0,79) vektet regresjon. Hvs v nå 49

sammenlkner med tlsvarende tall for det totalte matforbruket, -25,27 regonskoeffsent, 0,32 og (,095) elaststeter, ser v to tng: Det brukes betraktelg mer penger på alkohol byene, og dette kan gå på bekostnng av matnnkjøp. Alkoholen har det moderne samfunn fått en større plass folks økonom, men det betyr kke nødvendgvs at folk er mer alkoholserte. Sden bybefolknngen foretrekker de dyrere ølsortene, får de også mndre alkohol for pengene. Den relatvt lave elaststteten vser at behovet for alkohol er så sterkt at det dekkes før andre produkter. I utgangspunktet skulle man tro at husholdnngen først brukte penger på mat, og så kunne man drkke opp resten når bassbehovet var dekket. Men når elastststteten bare er ltt høyere for alkohol enn mat ved vanlg regresjon, og faktsk lavere enn mat ved vektet regresjon, dvs. de fattgere gruppene legger større vekt på alkohol enn på mat, skulle dette ndkere det motsatte. Dette faktum understrekes når v ser på andre koeffsenter. Våre tall gjelder husholdnnger, og en skulle tro at alkoholforbruket gkk ned pga. nntektsvrknngen pr. ndvd når husholdnngen bestod av flere ndvder. Det motsatte skjer. Koeffsentene fra vanlg regresjon vser at hver ekstra mann husholdnngen gr 4,43 pula ekstra alkoholforbruk, mens hvert ekstra barn bare trekker ned forbruket med -0,8 pula. Kvnnenes nnvrknng var nsgnfkant. Dvs. at det først settes av penger så mennene kan drkke, og så kjøper man nn mat for resten. Det er lkevel kke mulg å trekke noen bastant konklusjon om hvlken vrknng modernserngen alkoholkonsumet har på det generelle helsetlstanden landet. Hvs v antar at det totale konsumet en husholdnng er en funksjon av alkoholkonsumet, får v et et smultant lknngsystem, hvor det er korrelasjon mellom restleddene og forklarngsvarabelen totalt konsum K s s (28) C = α + β V + β C + e s s k k= k k (29) C = α + β C + e (30) s s β < 0 s s β < β < β < β annan alko lager chbuku trad s s = lager, chbuku, trad. øl og annen alkohol Forklarngen er som følger. Jo mer alkohol man drkker, jo mndre er man stand tl å jobbe rent fyssk og dessuten har man også mndre td gjen av døgnet tl å jobbe på. V får dermed at et postvt restledd (30) gr økt konsum av alkoholtypen som gjen gr lavere lavere totalkonsum og dermed mndre konsum av den samme varen, dvs. cov( es, C ) < 0. Rent 50

teknsk medfører det at regresjon med MKM gr forventnngskjev koeffsent for totalt konsum (30), dvs. den partelle vrknngen av å øke totalt konsum når alle andre varable holdes kontant, β, er mndre enn vrkelgeten. Et tenkt modernserngssenaro blr som følger. Folk drkker mer moderne alkoholtyper som sprt og lagerøl, men mndre bojalwa og kahd. Det medfører at de rktgnok bruker mer penger på alkohol, men sden de får mndre alkohol pr. pula, vl de nå bl mndre fulle slk at de blr bedre stand tl å jobbe ellers. Et annet poeng er tdsbruken. Den tradsjonelle drkken er svak og folk kan stte hele dagen å drkke før de blr fulle. Moderne drkker er sterkere og man blr fortere full. Det betyr at det er mer td gjen av døgnet tl å arbede på. Så selv om det gjennomsnttlg drkkes for 3 pula mer byen enn på landet når det er justert for nntektsnvå, så lgger gjennomsnttlge totalkonsumet byen langt over med 49,56 pula mot 95,84 pula på landet. Personer nnen samme yrkesstatus vl trolg arbede mer og tjene mer penger byen enn på landet, men også samtdg bruke mer penger på alkohol selv om alkoholforbruket målt mengde kke trenger å være større. 5

VIII. Ltteraturlste a) Økonomsk teor Aasness, Jørgen (990), "Consumer Econometrcs and Engel Functons", Økonomske doktoravhandlnger nr. 8, Sosaløkonomsk Insttutt, Unv. Oslo. Aasness, Jørgen og Erk Børn (989), "Økonometrske problemer ved estmerng av engelfunksjoner fra forbruksundersøkelser", Seren for studenter nr. 2, Sosaløkonomsk Insttutt, Unv. Oslo. Berck, Peter og Knut Sydsæter (992), Matematsk formelsamlng for økonomer, Unverstetsforlaget, Oslo. Bojer, Hlde (973), "Regresjonsanalyse av forbruksundersøkelsen 967", Sosaløkonomsk Insttutt, Unv. Oslo. Deaton, Angus and John Muellbauer (989), Economcs and Consumer Behavor, Cambrdge Unversty press, Cambrdge. Fne, Ben and Ellen Leopold (993), The World of Consumpton, Routledge, London Goldsten, Harald (989), "Notater om regresjonsteor - matrseframsstllng", Seren for studenter nr, Sosaløkonomsk Insttutt, Unv. Oslo. Grünfeld, Leo Andreas (994), "Functonal and Parametrc Models of Consumer Behavor", forthcomng SUM-paper, Unv. Oslo. Johansen, Lef (98), "Interacton n Economc Theory", Econome Applquée (34), No 2-3 p.229-267, Presses Unverstares de Grenoble, Grenoble. Johnston, J. (984), Econometrc Methods, McGraw-Hll, New York. Kapteyn, Are et al (989), "Interdependent Preferences - An Economc Analyss", Dscusson Paper No 8954, Centre for Economc Research, Tlburg Unversty, Netherlands. Len, Maranne (994), "Forbruksblder - aktørmodeller forbruksforsknng", under utgvelse. McNell, Desmond (992), "Consumpton Patterns - Towards an Alternatv Economc Approach", SUM workng paper :92, Oslo. Pollak, Robert A. (976), "Interdependent Preferences", Amercan Economc Rewew (66) No 3 p.309-320, Amercan Economc Assocaton, Nashvlle, Tenn. Rødseth, Asbjørn (985), Innførng konsumentteor, Unverstetsforlaget, Oslo. Wonnacott, Ronald J. og Thomas H. Wonnacott (979), Econometrcs, Wley & sons, NewYork. 58

b) Alkohol og Botswana Aasland, Olaf G. et al (993), "Alcohol Consumpton and Related Problems Among Prmery Health Care Patens", Addcton (88) p.349-362, Abngdon: Carfax. Acuda, S. Wlson (988), "Alcohol Research n Developng Countres: Possbltes and Lmtatons" n Alcohol n Developng Countres - Proceedngs from a meetng Oslo, NAD Publcaton No8, Bangura Yusuf, Peter Gbbon and Arve Ofstad (red) (992), Authortaransm, Democracy and Adjustment - The Poltcs of Economc Reform n Afrca, Semnar proceedngs No 26, Nordska Afrkansttutet, Uppsala. Beckman, Vanna (red.) (990), "Sten tl byrden; om alkohol u-land", FORUT - soldartetsaksjonen for utvklng, Gjøvk. Boomgard, J. J. et al (992), "A Subsector Approach to Small Enterprse Promoton and Research", World Development (20), No 2, p.99-22, Pergamon Press, Oxford. Brown, Rchard (994), "Botswana - Economy", Afrca South of the Sahara (23), Europa Publcaton, London. Børhaug, Kjetl (992), "Poltcs, Admnstraton and Agrcultural Development - the Case of Botswanas Accelerated Ranfed Arable Programme", Report 2 : 992, Chr. Mchelsen Insttute, Bergen. Cavanagh, John (985), Alcoholc beverages, London Cavanagh, John and Frederck F. Clarmonte (985), "Corporate Alcohol - The Battle for Global Markets", Journal of Contemporary Asa (5), No 2, p.207-223, Manla. Central Statstcal Offce, Botswana (988), Household ncome and expendture survey 985/86, Gabarone. Central Statstcal Offce, Botswana (993), External Trade Statstcs 990, Gabarone. Central Statstcal Offce, Botswana (993), Statstcal Bulletn (8), No, Gabarone. Colson, Elsabeth (988), For Prayer and Proft, Stanford Unversty Press, Calforna. Curts, Donald (973), "Cash brewng n a rural economy", Unversty of Botswana. Danels, Lsa and Fsseha (992), "Mcro and Small-Scale Enterprses n Botswana - results of a natonwde study", Gemn Techncal Report No 46, Maryland. Dasgupta, Parta (993), Wellbeng and Desttuton, Cambrdge. Ferron, Marco A. (980), "The Urban Bas of Peruvan Food Polcy - Consequences and Alternatves", Ph.D. dssertaton, Cornell Unversty. 59

Fnley, J. and R. K. Jones (983), "Alcohol Consumpton and the Nature of Alcohol Related Problems n Botswana: A prelmnary report", Botswana Journal of Afrcan Studes (3) No 2, Gabarone. Gessesse K. and L. Mulamu (988), "Alcohol and Alcoholsm n Botswana - A Bblography", Workng Bblography No 5, Unversty of Botswana. Greer, Joel and Penny van Esterk (985), "Beer Consumpton and Thrd World Nutrton" Food Polcy february, p.-3. Greer, Joel (986), Food poverty and consumpton patterns n Kenya, ILO, Geneve. Haggblade, Steve J. (984), "The Sheeben Queen or Sorghum Beer n Botswana - The mpact of factory brews on a cottage ndustry", Ph.D. dssertaton, Mchgan State Unvercty. Haggblade, Steve J. (987), "Vertcal Consderatons n Choce-of-Technque Studes - Evdence from Afrcas Indgenous Beer Industry", Economc Development and Cultural Change (35), s.723-742, Unversty of Chcago Press, Chcago. Harvey, Charles, "Foregn Investment n Manufacturng - The Case of Botswana's Brewery", Unversty of Botswana. Hese, Lor (99), Trouble Brewng - Alcohol n The Thrd World, World Watch Insttute, Washngton, D.C. Helle-Valle, Jo (994), "Modernsaton and Beer Consumpton Botswana - An Anthropologcal Perspectve", SUM-paper, Unv. Oslo. Hesselberg, Jan (985), Thrd World n Transton, Nordska Afrkansttutet, Uppsala. Korttenen, Tmo (989), "Agrcultural Alcohol and Socal Change n the Thrd World", Fnnsh Foundaton of Alcohol Studes No 38, Helsnk. Manyeneng, W. G. and L. Mulamu (988), "Alcohol Use and Abuse n Botswana - Report of a study", Health Educaton Unt, Gabarone. McAllster, Patrc A. (993), "Indgenous Beer n Southern Afrca", Afrcan Studes (52), No, Unversty of Wtwatersrand, Johannesburg. McAllster, Patrc A. (992), "Beer Drnkng and Labour Mgraton n the Transke - The nventon of the rtual tradton" n Crush, J. and C. Ambler: Lquor and Labour n Southern Afrca, Oho Unversty press, Oho. Musgrove, Phlp (985), "Household Food Consumpton n the Domncan Republc - Effects of Income, Prce and Famly Sze", Economc Development and Cultural Change (34), No, p.83-0, Unversty of Chcago Press, Chcago. Narayan-Parke, Deepa, "Metshelo - Implcatons for Stmulatng Small Scale Producton n Botswana", Botswana notes and records (3), Gabarone. Partanen, Juha (99), "Socablty and Intoxcaton - Alcohol and drnkng n Kenya, Afrca and the modern world", The Fnnsh Foundaton for Alcohol Studes (39), Jyvaskyla. 60

Qun, P. J. (959), Foods and Feedng Habts of the Ped, Wtwaterrand Unversty Press, Johannesburg. Ravallon, Martn (990), "Income Effects on Undernutrton", Economc Development and Cultural Change (38), No 3, p.489-55, Unversty of Chcago Press, Chcago. Rtson, E. B. (985), Communty Response to Alcohol-related Problems, WHOpublcaton, Geneve. Robnson, Joan (979), Aspects of Development and Underdevelopment, Cambrdge Unversty Press, Cambrdge. Roe, Emery M., "Who Brews Tradtonal Beer n Rural Botswana? - A rewew of the lterature and poltcal analyss", Botswana notes and records (3), Gabarone. Sannesmoen, Johannes et al (988), "Forundersøkelse rusmddelprogram Lesotho", Blå Kors Norge, Oslo Schvelbusch, Wolfgang (980), Paradset, smaken og fornuften - nytelsesmdlene hstoren, Pax forlag, Oslo. Sllery, Anthony (974), Botswana - A short poltcal hstory, Methuen & Co, London. Strand, Åshld (992), "Mulgheter for ndustrell utvklng Botswana", NORAD, Oslo. Strauss, John (990), "Households, Communtes and Preschool Chldren's Nutrton Outcomes - Evdence from Rural Cote d'ivore", Economc Development and Cultural Change (38), No 2, p.23-26, Unversty of Chcago Press, Chcago. Tollan, Harald (993), "Vrknnger på Botswana av en handelslberalserng av jordbruksprodukter Uruguay-runden GATT", Hovedoppave, Sosaløkonomsk Insttutt, Unv. Oslo. Unted Natons (993), Statstcal Yearbook 990/9, UN, New York. Unted Natons (993), The State of the World Populaton 993, UN Populaton Funds, NewYork. Vanston, Ncolas (990), "Patterns and Trends n Alcohol Consumpton - A statstcal survey", Techncal paper no, The Norwegan Mnstery of Health, Oslo Walsh, Brendan (985), Publc Health Implcatons of Alcohol Producton, WHOpublcaton, Geneve. 6