NORSK ØKONOMISKTIDSSKRIFT

INNHOLD

SideArtikler:RAGNAR TORVIK: Finanspolitikk og økonomisk vekst— En oversikt

129

ODDBJØRN RAAUM OG HEGE TORP:Bidrar deltakelse på arbeidsmarkedstiltak til å forkorteframtidige arbeidsløshetsperioder? 153

LARS HAKONSEN OG LARS MATHIESEN:Om mating av samfunnsøkonomiske kostnader ved øktoffentlig ressursbruk 185

ERLING HOLMØY:Samfunnsøkonomiske kostnader ved økt offentlig ressursbruk:Beregninger på en anvendt generell likevektsmodell 207

Artikkelforfattere i dette nummer 241

English Summary 242

Innhold 1997 244

Fra redaksjonen 245

Ill. ÅRGANG

HEFTE 2

1997

TidligereSTATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT

Redaktør: Jon VislieRedaksjon: Torstein Bye, Tom Bernhardsen,

Jan Morten Dyrstad,Nils-Henrik M. von der Fehr,Kjell G. Salvanes og Lars SørgardProduksjonskonsulent Inger Kurås

Utgitt av: Sosialøkonomenes ForeningLeder Stein B. Hauglid

Generalsekretær: Birgit Lauda!Tidsskriftets Postboks 8872 Youngstorgetadresse: 0028 OSLOTelefon: 22 41 32 90Telefax: 22 41 32 93Postgiro: 0813 51 67887Bankgiro: 6001.05.13408

Abonnementspris kr 175,—Studentabonnement kr 100,—Enkeltnr. kr 100,— inkl porto

Annonsepriser (ekskl. mva.) — gjeldende fra 1. januar 19971/1 side kr 4.500,—3/4 side kr 4.000,—1/2 side kr 3.500,—

Abonnement liver til oppsigelse foreligger.

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 111 (1997), 129-151

FINANSPOLITIKK OG ØKONOMISK VEKST— EN OVERSIKT

av Ragnar Torvikl

Ny vekstteori kan bidra til å bedre forståelsen av hvordan finanspolitikkpåvirker Økonomiens langsiktige vekstrate. Artikkelen går gjennom viktigeteoretiske mekanismer for sammenhengen mellom finanspolitikk og Øko-nomisk vekst og gir en oversikt over empiriske resultater for disse. Motslutten diskuteres hvilke politikkimplikasjoner som kan trekkes fra littera-turen.

1. INNLEDNING

Fremveksten av ny vekstteori har gitt en oppblomstring av analyser avlangsiktig vekst. En liten del av den nye vekstlitteraturen ser på sammen-hengen mellom finanspolitikk og vekst. Det er denne avgrensede delen avlitteraturen vi skal konsentrere oss om i denne artikkelen.

Det er soerlig to kjennetegn som skiller nyere vekstteori fra tidligereteoriretninger. I motsetning til i modeller av Harrod-Domar-typen byggersparebeslutningen på intertemporcer optimering. I motsetning til i nyklas-siske vekstmodeller antas konstant utbytte av kapital på aggregert nivå.Begge forutsetningene er vanlige i vekstmodeller fra lenge før introduk-sjonen av nyere vekstteori. Det er kombinasjonen av dem, samt denmikroøkonomiske begrunnelsen for antakelsene, som gir oss det vi kandefinere som den nye teorien. Originaliteten til den nye vekstteorien erhøyst diskutabel. Mekanismer som teorien fokuserer på er diskutert oganalysert tidligere. Et godt eksempel på dette er Haavelmo (1954). Sna-rere enn å bringe nye problemstillinger på banen, kan vi kanskje si at dennye vekstteorien er gamle problemstillinger i ny innpakning. For en over-

Takk til Lars-Erik Borge, Knut A. Thonstad, Birger Vikøren, Jon Vislie, to anonyme kon-sulenter og seminardeltakere i Finansdepartementet og Norges Bank for kommentarer.Synspunktene i artikkelen står for min egen regning.

130

sikt over ny vekstteori, se lcereboken til Barro og Sala-i-Martin (1995)eller Hammond og Rodriguez-Clare (1993). På norsk gis det en innføring inyere vekstteori i Borge og Torvik (1993).

Den nye vekstteorien omtales også som endogen vekstteori. Ofte defi-neres ny vekstteori som noe i retning av at vekstraten er endogent bestemti modellen. Et eksempel er i innledningen til Barro og Sala-i-Martin(1995): «Thus, in one way or another, the recent contributions determinethe long-run growth rate within the model; hence the designation endoge-nous-growth models». Utsagnet er for så vidt riktig nok. På den annen sidekan det ikke brukes som definisjon på nyere vekstteori. Vekstraten blir jodeterminert endogent i alle vekstmodeller. I Harrod-Domar-modellen blirvekstraten bestemt endogent lik spareraten multiplisert med kapitalpro-duktiviteten. I Solow-modellen blir vekstraten bestemt endogent lik ratenfor teknisk fremgang. Det som synes å vcere tankegangen bak definisjonerav såkalt endogen vekstteori, er at parametrene som driver veksten er ek-sogent forutsatt i de tidligere modellene. Men det er de også i den nyevekstteorien. Løsningen på en modell er jo nettopp å uttrykke de endogenevariable som funksjoner av de eksogene. Det som er forskjellen, er at i nyvekstteori bestemmes vekstraten av til dels andre eksogene parametre enni de tidligere modellene. Det er dette som er interessant og viktig i den nyevekstteorien. Så får en heller leve med begrepsforvirringen.

I avsnitt 2 går vi ncermere inn på mekanismen bak ny vekstteori, hvor vifor å få frem det sentrale poenget først og fremst ser på kontrasten mednyklassisk vekstteori. I motsetning til i nyklassisk teori inngår eksogenepolitikkvariable i uttrykket for økonomiens langsiktige vekstrate. Restenav artikkelen konsentrerer seg om finanspolitikk og vekst. I avsnitt 3 dis-kuteres teori om virkning på veksten av skattesystem og offentlige utgif-ter, mens avsnitt 4 ser på empirien om dette. Teori om sammenhengenmellom vekst og variable som budsjettunderskudd og inflasjon er temaet iavsnitt 5, og empiri om dette i avsnitt 6. Politikkimplikasjoner diskuteres iavsnitt 7. Et hovedspørsmål her er i hvilken retning årsakssammenhengenmellom politikkvariable og vekst går. Avsnitt 8 gir noen avsluttende merk-nader. Vi søker gjennomgående å begrense diskusjonen til noen få og sen-trale mekanismer i teoriavsnittene, mens empiriavsnittene søker å gi en littbredere oversikt.

131

2. MEKANISMEN BAK NY VEKSTTEORI

Den sentrale mekanismen bak ny vekstteori ligger i skalaegenskapene tilden aggregerte produktfunksjonen. For å forenkle analysen, samt identifi-sere virkningen av økonomisk politikk i ny vekstteori, skal vi se hvordanvekstraten generelt blir determinert2 . Dette gjør for det første at vi klart fårfrem forskjellen mellom tradisjonell nyklassisk vekstteori og nyere vekst-teori. For det andre skal vi se at i resten av artikkelen kan vi da forenkleved kun å se direkte på de størrelser som er relevante, og ikke sette oppnoen ny modell for hvert nytt moment vi skal diskutere.

Antar vi at vi har en representativ konsument med en konstant intertem-porcer substitusjonselastisitet o som foretar intertemporcer optimeringover hvor mye han skal konsumere og investere i kapital, kan det vises atvekstraten i konsumet g er gitt ved

g =0(111 P -p) (1)

hvor MPK er den private marginalproduktiviteten av kapital og p er densubjektive tidspreferanseraten. I en balansert vekstbane er g også vekstra-ten til økonomien som helhet. Vi ser da at vi har positiv vekst så lenge denprivate marginalproduktiviteten av kapital er større enn den subjektivetidspreferanseraten. Intuisjonen bak dette er at bare da er den representa-tive konsument villig til å oppgi konsum i dag for å investere slik at pro-duksjonen øker til i morgen.

Det fundamentale skillet mellom tradisjonell nyklassisk vekstteori ognyere vekstteori går i realiteten på hvordan MPK utvikler seg når kapital-mengden i samfunnet øker. Nyklassisk vekstteori hviler på antakelsen omavtakende utbytte. Jo store kapitalmengden er fra før, jo mindre produk-sjonsøkning vil ytterligere en enhet kapital gi. Etter hvert som kapital-mengden øker, går MPK ned, motivasjonen for å investere svekkes, ogveksten avtar. Når kapitalmengden er så høy at MPK p, stopper nettoin-vesteringene og veksten opp. Så lenge det ikke er spesifisert noen meka-nisme som gjør at MPK (for en gitt kapitalmengde) øker over tid, er den,nyklassiske modellen karakterisert ved nullvekst på lang sikt. Mekanis-men som introduseres i modellen for å motvirke dette, er å forutsette en

2 I hele artikkelen er det underforstått at uttrykkene vekst eller vekstrate refererer seg til percapita størrelser.

132

eksogen rate for teknisk fremgang. Når kapitalmengden vokser med enrate lik denne tekniske fremgangen, er MPK konstant over tid, og model-len muliggjør vekst i produksjon også på lang sikt.

Nyere vekstteori oppgir forutsetningen om avtakende utbytte av kapitalpå aggregert nivå. Dette begrunnes ofte med at en ser på kapital i vid for-stand, og inkluderer f.eks. kunnskapskapital og infrastruktur, samt at deter positive eksterne effekter knyttet til de enkelte komponentene som inn-går i kapitalbegrepet. Det kan virke mer overbevisende å gå bort fra forut-setningen om avtakende utbytte om det er et slikt utvidet kapitalbegrep enlegger til grunn. 3 Den enkleste måten å se konsekvensene av å gå bort fraforutsetningen om avtakende utbytte av kapital på, er å anta at produkt-funksjonen har formen Y = AK, hvor Y er total produksjon, A er en kon-stant teknologiparameter og K er kapitalmengden. Mange nyere vekst-modeller har en produktfunksjon som på redusert form er av «AK-typen».MPK er her konstant og lik A. Ved å sette denne inn i relasjon (1) får vi ut-trykket for økonomiens langsiktige vekstrate, som er positiv dersom A > p.Vi er altså ikke avhengige av å forutsette eksogen teknisk fremgang for ågenerere en positiv vekstrate i økonomien på lang sikt. Den sentrale forut-setningen bak dette er at insentivene til å investere ikke svekkes etter hvertsom kapitalmengden øker.

Vi har nå sett på den sentrale produksjonstekniske forskjellen i forutset-ninger mellom nyklassisk vekstteori og nyere vekstteori. Virkelig interes-sant blir denne forskjellen først når en innser hvilken implikasjon den girfor virkningen av økonomisk politikk. Antar vi at økonomisk politikk ikkekan påvirke den intertemporale substitusjonselastisiteten eller den subjek-tive tidspreferanseraten, påvirker økonomisk politikk økonomiens lang-siktige vekstrate bare i den grad politikken påvirker den private marginal-produktiviteten av kapital på lang sikt. I den nyklassiske modellen kanØkonomisk politikk påvirke MPK på kort, men ikke på lang sikt. Om vi eri en steady-state med MPK = p og fører en eller annen politikk som redu-serer MPK, vil insentivene til å investere svekkes, kapitalmengden gå nedog MPK går opp helt til vi igjen har likheten MPK = p. Vi er da i en ny

3 For en diskusjon av ulike mekanismer som gir konstant utbytte av samfunnets samlede ka-pital, og realismen av disse, se Borge og Torvik (1993). Vi går ikke inn på denne diskusjo-nen her, siden det vi er opptatt av er hvordan finanspolitikk virker, gitt at vi godtar forut-setningene bak den nye vekstteorien.

133

steady-state med en lavere kapitalmengde, men hvor vekstraten er lik nullsom i den forrige vekstbanen. økonomisk politikk påvirker ikke økonomi-ens langsiktige vekstrate, kun nivået på produksjonen. I den nyere vekst-modellen har økonomisk politikk langt større virkninger. En politikk somreduserer MPK, reduserer også her insentivene til å investere. Når investe-ringene og kapitalmengden går ned, går imidlertid ikke MPK opp, menforblir permanent lavere. Følgelig påvirkes ikke bare nivået på produksjo-nen ved økonomisk politikk, den langsiktige vekstraten påvirkes også.

I den nyklassiske modellen er virkningen av økonomisk politikk påMPK forskjellig på kort og lang sikt. Speilbildet av dette er at vi baregradvis beveger oss mot en ny steady-state etter endret økonomisk poli-tikk. I den nyere vekstmodellen skissert over er virkningen av økonomiskpolitikk på MPK den samme på kort og lang sikt. I denne modellen hop-per vi derfor rett til en ny steady-state etter endret økonomisk politikk. I såmåte er dynamikken i modellen enklere enn i den nyklassiske: For å finnevirkningen av økonomisk politikk på den langsiktige vekstraten, er det til-strekkelig å undersøke politikkens umiddelbare virkning på MPK. 4

Det avgjørende for sammenhengen mellom økonomisk politikk og øko-nomisk vekst er altså hvordan politikken påvirker den private marginal-produktiviteten av kapital på lang sikt. Dette avhenger av to faktorer. Fordet første av hvilken type politikk vi studerer, og for det andre av hvordanproduktfunksjonen er spesifisert. For å få frem de sentrale momenter franyere vekstteori om sammenhengen mellom politikk og vekst, er det der-for disse to faktorene vi vil konsentrere oppmerksomheten om i det føl-gende.

3. TEORI OM SKATT, OFFENTLIGE UTGIFTER OG VEKST

For å illustrere virkningen av skatt i nyere vekstmodeller skal vi først, somRebelo (1991), se på effekten av en flat inntektsskatt når produktfunksjo-nen har formen Y = AK. En flat inntektsskatt som utgjør en andel t av inn-

4 Dette gjelder ikke generelt i nyere vekstmodeller. I modeller som spesifiserer ulike typerkapital som hver for seg har avtakende utbytte, men som samlet sett har konstant utbytte,kan vi få en gradvis overgang til en ny steady-state (4ransitional dynamics»). For intuisjo-nen bak mekanismene som presenteres i denne artikkelen, gir ikke en ncermere diskusjonav dette noe prinsipielt nytt, så vi lar temaet ligge. Spesielt interesserte kan konsultereMulligan og Sala-i-Martin (1993).

134

tekten gjør at den private marginalavkastningen av kapital er en andel (14)av samfunnets marginalavkastning, dvs.

MP K =(1 -OA (2)

Siden høyere skattenivå reduserer den privatøkonomiske marginalavkast-ningen av kapital, ser vi av (1) og (2) at vi har en negativ sammenhengmellom skattenivået og vekstraten. Et høyere skattenivå reduserer insenti-vene til å investere (og dermed spare), og nedgangen i investeringsnivåetgir en permanent reduksjon i vekstraten.

En flat skatt på inntekt, som illustrert over, skattlegger kapitalinntekt oglønnsinntekt med samme skattesats. Grunnen til at vekstraten er avta-kende i skattenivået, er nettopp at skatten også er en skatt på kapitalinn-tekten. En kapitalinntektsskatt påvirker spare-investeringsbeslutningenfordi en ved avveiningen mellom å konsumere i dag, eller spare/investerefor å konsumere i morgen, må ta hensyn til den ekstra skatten en pådrarseg ved å utsette konsumet. Det er denne skattekilen som gir seg utslag ien lavere vekstrate.

Dersom skatten hadde vcert utformet som en skatt kun på lønnsinntekt,hadde en fått et annet resultat. Implisitt i «AK-versjonen» av modellen tilRebelo (1991) ligger nemlig at arbeidstilbudet er eksogent gitt. Dersom eni en slik modell bare skattlegger lønnsinntekt, påvirker ikke dette vekstra-ten. Det samme gjelder dersom en bare skattlegger konsum. Den enestevirkningen av skatt på lønnsinntekt eller konsum er en nivåeffekt på kon-sumet tilsvarende det beløpet som betales inn i skatt. Grunnen er at i mo-deller med eksogent arbeidstilbud påvirker ikke slike skatter spare- og in-vesteringsbeslutningen. Det er altså ikke slik at f.eks. en konsumskatt sti-mulerer sparingen og øker veksten fordi den gjør konsumet dyrere. Spare-og investeringsbeslutningen er en intertemporcer avveining av konsumover tid. En like stor konsumskatt i dag og i morgen påvirker ikke den re-lative prisen på konsum over tid, og derfor heller ikke spare-investerings-beslutningen.

Nå kan en si at resultatet om at vekstraten ikke påvirkes ved skatt pålønnsinntekt eller konsum i modeller med eksogent arbeidstilbud ikke ersoerlig overraskende. Når skattene ikke påvirker den relative prisen påkonsum over tid, og en har forutsatt at arbeidstilbudet ikke påvirkes, så

135

påvirkes ikke noen av aktørenes beslutninger. Følgelig er også vekstratenuforandret. Det naturlige neste skritt er da å gi slipp på forutsetningen omeksogent arbeidstilbud.

Nyere vekstmodeller som studerer skatt og endogent arbeidstilbud kanhovedsakelig deles inn i to kategorier. Den første kategorien diskutererskattens innvirkning på avveiningen mellom arbeid og fritid, den andrekategorien diskuterer skattens innvirkning på avveiningen mellom arbeidog akkumulering av kunnskapskapital.

For å vise de sentrale mekanismene i den første kategorien antar vi nå atproduktfunksjonen tar formen Y = AL9C, hvor L er arbeidstilbud og0<a<1. Når arbeidstilbudet avhenger av skattesystemet representert ved t,kan vi skrive

MPIC=AL(t)a (3)

La først t representere en lump-sum skatt. Denne gjør at inntekten til hveraktør blir mindre. Dersom fritid er et normalt gode, vil deler av inntektsre-duksjonen bli tatt ut i redusert fritid, slik at L'(t) > O. Det økte arbeidstil-budet gjør at marginalproduktiviteten av kapital, og dermed vekstraten,Oker. Dette er logikken bak resultatet i Devereux og Love (1995) om øktvekstrate av en lump-sum skatt.

Når det i modellen ikke er spesifisert noen eksternaliteter, vil det ikkevcrre velferdsforbedrende å øke vekstraten på denne måten. Men dersombakgrunnen for at samlet kapitalmengde har konstant utbytte i produkt-funksjonen er eksternaliteter knyttet til akkumulering av fysisk kapital el-ler kunnskap, slik det ofte antas i nyere vekstmodeller, kan vekstøkningenvcrre velferdsforbedrende. Slike ekstemaliteter leder til underinvestering,og en lump-sum skatt kan delvis kompensere for dette fordi økt arbeidstil-bud gir høyere marginalproduktivitet av kapital eller av utdanning (inn-tektsøkningen av utdanning er høyere jo mer en jobber). Men her som el-lers vil den optimale måte å øke investeringene og veksten på vo2re å inn-rette politikken direkte mot kilden til ekstemaliteten.

Siden den overveiende del av skatter ikke kan betegnes som lump-sumskatter, har det størst interesse å se på vekstvirkninger av andre typer skat-ter. Både skatt på lønnsinntekt og konsum påvirker avveiningen mellomarbeid og fritid. I tillegg til inntektseffekten gjennom en lump-sum skatt,

136

kommer en substitusjonseffekt som trekker i retning av lavere arbeidstil-bud fordi fritid er blitt billigere i forhold til konsum. Dersom denne effek-ten dominerer, er L'(t) < 0, og MPK og vekstraten reduseres med et høyereskattenivå. Kritisk avgjørende for vekstvirkningen av skattesystemet i mo-dellene med valg mellom arbeid og fritid er derfor følsomheten av ar-beidstilbudet mhp lønn. Jo mer elastisk arbeidstilbud, jo større blir reduk-sjonen i vekstraten.

Hvordan skattesystemet påvirker avveiningen mellom arbeid og akku-mulering av kunnskapskapital er diskutert i Lucas (1990). En skatt pålønnsinntekt eller konsum påvirker ikke avveiningen mellom arbeid ogakkumulering av kunnskap. Grunnen er at det er to effekter av skatten somoppveier hverandre. En økning i skatten på lønnsinntekt gjør at kostnadenved å investere i utdanning reduseres fordi arbeidsinntekten en går glippav er mindre. Men på den annen side reduseres fordelen ved å ta utdan-ning fordi økningen av inntekten blir mindre. Ved flat skatt oppveier disseto effektene hverandre, siden relativ pris mellom arbeid og investering iutdanning ikke påvirkes. På denne bakgrunn anbefaler Lucas (1990) åskifte skatt fra kapitalinntekt og over mot lønnsinntekt. Merk at Lucas'argument om at skatt på lønnsinntekt ikke påvirker avveiningen mellomarbeid og akkumulering av kunnskap ikke gjelder når vi har progressivskatt. Siden utdanning gir høyere inntekt og/eller mer ujevn inntekt overlivsløpet, vil det å ta utdanning øke den marginale skattesatsen. Følgeligblir akkumuleringen av kunnskap redusert. Jo mer progressivt skatte-systemet er, jo mindre vil insentivene til å investere i kunnskapskapitalwere.

Selv om det i litteraturen om skatt og vekst påpekes enkelte mekanis-mer som isolert sett kan lede til en positiv sammenheng mellom skattenivåog vekst, er det nok riktig å si at det gjennomgående resultatet i den teore-tiske litteraturen er at veksten er avtakende i skattenivået. I valget mellomulike skatteformer er det vanskeligere å trekke bastante konklusjonerbasert på den teoretiske litteraturen, da ulike resultater synes å vcere svoertavhengige av de ulike forutsetninger som postuleres i modellene.

Nyere vekstteori fokuserer også på at det som innkreves i skatter kanpåvirke vekstraten gjennom måten midlene blir anvendt på. Det meståpenbare eksemplet er utgifter til utdanning. Lucas (1988) fokuserer påpositive eksterne effekter av kunnskap og argumenter på denne bakgrunn

137

for at en markedsøkonomi gir for liten akkumulering av kunnskap og forlav vekstrate. I Torvik (1993) står i tillegg aktørene overfor et imperfektkredittmarked for utdanningslån. Dette reduserer vekstraten ikke bare vedat antallet som investerer i utdanning blir for lite, men også fordi det ikkevil were de mest talentfulle personene som tar utdanning. I et imperfektkapitalmarked vil aktørenes egenkapital ha betydning for beslutningen omå investere i utdanning. Fra samfunnets synspunkt er det imidlertid denenkeltes talent, og ikke den enkeltes økonomi, som er det avgjørende. Enfeilaktig allokering av talent oppstår ved at det ikke er de som øker sinproduktivitet mest ved utdanning som faktisk investerer i utdanning. Bådeeksterne effekter av kunnskapsakkumulasjon og imperfekte kredittmarke-der åpner for vekstfremmende offentlige utgifter, f.eks. gjennom subsidie-ring av utdanning. Den generelle implikasjonen av dette er at for å finnevekstvirkningen av skatter, er det ikke nok å se på kostnadene ved skatte-innkreving, en må også se hva midlene blir anvendt til.

I de første nyere vekstmodellene med akkumulering av kunnskap haroffentlig sektor en implisitt rolle i den forstand at markedsløsningen ikkeer optimal. Barro (1990) modellerer offentlig sektor eksplisitt. Offentligeutgifter inngår som produksjonsfaktor i privat sektors produktfunksjon.Produktfunksjonen er nå Y = AK(143)03 , hvor G representerer offentligeutgifter og 0 < [3 < 1. Det offentlige driver en rekke aktiviteter det er rime-lig å anta påvirker produksjonen i privat sektor. Det mest ncerliggende åtenke på er kanskje infrastruktur, som privat sektor åpenbart er avhengigav i sin produksjon. Men modellen kan også gis andre tolkninger, somf.eks. at offentlige utgifter til utdanning påvirker produksjonen i privatsektor. Som vi ser av produktfunksjonen, antar Barro (1990) at de offent-lige utgiftene har avtakende utbytte. En øker den private produksjonenmindre jo større disse utgiftene er i utgangspunktet. Vi kan tenke oss byg-ging av en vei. Dersom ikke veien er der fra før, har det stor effekt på pri-vat sektor om den bygges. Den marginale effekten er mindre når veien ut-vides fra en til to filer i hver retning, og enda mindre dersom utvidelsen erfra seks til syv filer. 5

5 Eksemplet illustrerer et mer generelt poeng. I Barro (1990) antas det at det er strømnings-størrelsen offentlige utgifter som påvirker privat produksjon. I mange sammenhenger kandet were vel så rimelig å anta at det er beholdningsstørrelsen offentlig kapital som hardenne rollen. Barro's modell er utvidet for å ta hensyn til dette i Futagami et al. (1993).

138

De offentlige utgiftene i modellen finansieres med en flat inntektsskattt, slik at G = tY. Siden t = G/Y, er skattesatsen også et mål på den relativestørrelsen til offentlig sektor. Ved å sette inn for G i produktfunksjonen ogderetter løse mhp Y, kan vi skrive produktfunksjonen som

v.y =t -PA 1 -I3 K (4)

Vi ser at også i Barro's modell kan produktfunksjonen uttrykkes som enlinecer funksjon av samfunnets samlede kapitalmengde, selv om modelleni utgangspunktet postulerer at samlet kapital har avtakende utbytte. 6 Intui-sjonen bak dette er at for en gitt skattesats vil økt kapital øke skatteinntek-tene og dermed de offentlige utgiftene. Siden de offentlige utgiftene bidrartil økt privat produksjon, blir virkningen som om K hadde økt i en modellmed konstant utbytte av kapital.

Når vi tar hensyn til at privat sektor beholder en andel (14) av total pro-duksjon, ser vi at vi kan skrive den private marginalproduktiviteten av ka-pital som

f3MPIC ---(1 -t)t PA 1 -

P (5)

Fra utrykket for MPK kan en finne sammenhengen mellom skattesatsen ogden private marginalproduktiviteten av kapital, og dermed mellom skatte-satsen og vekstraten. Vi ser at skattesatsen inngår på to måter i uttrykketfor MPK. Dette representerer to motstridende effekter for sammenhengenmellom størrelsen på offentlig sektor og vekstraten. På den ene siden kre-ver økte offentlige utgifter finansiering i form av økte skatter, noe som re-duserer MPK og vekstraten. Skatteeffekten er representert ved (1-0 i ut-trykket for MPK. På den andre siden øker offentlige utgifter MPK og vek-straten fordi offentlige utgifter stimulerer privat produksjon. Effekten avØkte offentlige utgifter er representert ved uttrykket tP/ 113 i uttrykket forMPK. For å finne sammenhengen mellom størrelsen på offentlig sektor ogvekstraten må vi derfor finne hvilken av disse effektene som dominerer.

6 En annen måte å modellere offentlig sektor på, som gir prinsipielt sett samme resultat, ergitt i Barro og Sala-i-Martin (1992). Her blir det tatt hensyn til at offentlige utgifter ikke eret perfekt kollektivt gode, men har fortregningseffekter i den forstand at bidraget til pro-duksjonen i den enkelte bedrift er avtakende i antall andre bedrifter som benytter de of-fentlige tjenestene.

139

For å finne den skattesats som maksimerer velferden og veksten, deri-verer vi uttrykket for MPK mhp t. Ved å sette den deriverte lik null, får viførsteordensbetingelsen for den vekstmaksimerende størrelse på offentligsektor, gitt ved

t = Po (6)

Den vekstmaksimerende størrelse på offentlig sektor er altså gitt ved atskattesatsen skal vcere lik elastisiteten av produksjon mhp offentlige utgif-ter. Den relative størrelse på offentlig sektor skal vcere lik sektorens relativebidrag til produksjonen. Dette gir opphav til Baffo's sammenheng mellomstørrelsen på offentlig sektor og økonomisk vekst, vist i Figur 1. Dersom of-fentlig sektor er liten i utgangspunktet, vil den positive effekten av økte of-fentlige utgifter på vekstraten vcere større enn den negative effekten av deØkte skattene for å finansiere utgiftsøkningen. For små nivåer på offentligeutgifter vil derfor vekstraten øke med økte offentlige utgifter. Dersom de of-fentlige utgiftene er høye i utgangspunktet, er den negative virkningen avØkte skatter sterkere enn den positive virkningen av offentlige utgifter. Davil økte offentlige utgifter føre til at vekstraten reduseres. Vi får altså i Figur1 en «Lafferkurve» mellom størrelsen på offentlig sektor og vekstraten.

Figur 1Størrelsen på offentlig sektor og økonomisk vekst

vekstrate

ß t -= GY

140

Resultatet skiller seg ut fra tidligere standard teori for økonomisk vekst.Her er det enten ingen sammenheng mellom størrelsen på offentlig sektorog vekstraten (nyklassisk vekstteori), eller det er en negativ sammenheng.Det siste kan representeres ved «crowding out»-tankegangen. økte offent-lige utgifter gjør at renten og/eller skattenivået går opp, avkastningskravettil private investeringer øker, og private investeringer og vekst reduseres. IBarro's modell har vi «crowding in» dersom t < p, siden skattefinansierteØkte offentlige utgifter da gjør at den private marginalproduktiviteten avkapital går opp. «Crowding in» har imidlertid også før ny vekstteori kompå banen vcert sentralt i enkelte retninger i makroteori. Et eksempel erTaylor (1983, 1991). Også her er sammenhengen mellom offentlige utgif-ter og lønnsomheten i privat sektor sentral. Dersom økte offentlige utgifterØker aktivitetsnivået og profitten til private bedrifter, kan en ha «crowdingin» av flere årsaker. Vi kan kort peke på tre. For det første ved at investe-ringene er direkte avhengige av aktivitetsnivået (aksellrator-mekanisme).For det andre ved at økt profitt genererer større optimisme og investe-ringslyst innad i bedriftene. For det tredje dersom bedriftenes reelle lane-kostnad er avtakende i profitt eller egenkapital (f.eks. ved kredittrasjone-ring). I motsetning til hva som synes å were den rådende oppfatning (ba-sert på referanselistene) til en del forfattere innen nyere vekstteori, er altsåikke teorier om positive vekstvirkninger av offentlige utgifter et resultatav nyere vekstteori. Men ny vekstteori har bidratt til Okt interesse for dettefeltet blant et bredere lag av økonomer7 .

4. EMPIRI OM SKATT, OFFENTLIGE UTGIFTER OG VEKST

Hvor mye skattesystemet påvirker vekstraten er til syvende og sist et em-pirisk spørsmål. For å søke å besvare dette er det to hovedretninger som eranvendt i litteraturen. Den første bruker simuleringer for å finne vekstef-fekten av ulike skatter. Den andre bruker skattevariable i vekstregresjoner.

7 Skatt og offentlige utgifter påvirker den Økonomiske veksten i nyere vekstmodeller ogsåpå andre måter enn diskutert i denne artikkelen. Den kanskje viktigste utelatelsen vi gjører ikke å diskutere hvordan politikken påvirker veksten gjennom å påvirke inntektsforde-lingen. Teori og empiri om sammenhengen mellom inntektsfordeling og vekst er et forsk-ningsfelt i kraftig ekspansjon, se f.eks. Aghion og Bolton (1997), Galor og Zeira (1993),Persson og Tabellini (1994) og Torvik (1993).

141

Studiene basert på simuleringsmodellene har so2rlig konsentrert seg omvalget mellom ulike skatteformer. Lucas (1990) studerer effekten av å for-andre skattesystemet i USA ved å eliminere skatt på kapitalinntekt og økeden på lønnsinntekt, slik at skatteprovenyet blir det samme. I hans simule-ring er effekten av dette svcert moderat. Vekstraten vil bare øke med 0,03prosentpoeng. På den annen side finner Jones et al. (1993) at ved å fjernevridende skatter, vil vekstraten øke med fra 1,4 til 8 prosentpoeng (!).King og Rebelo (1990) får resultater som ligger mellom disse to ytter-punktene. Stokey og Rebelo (1995) påpeker at den store forskjellen ikvantitative resultater i simuleringsmodellene skyldes at enkelte nøkkel-parametre, son-fig tilbudselastisiteten for arbeidskraft og den intertempo-rale substitusjonselastisiteten, har svcert forskjellige verdier i de ulike stu-diene. Vi så i forrige avsnitt at størrelsen på tilbudselastisiteten av arbeids-kraft har stor virkning på vekstraten i teorimodellene. Av relasjon (1) erdet lett å se at vekstraten også er svcert følsom overfor størrelsen på denintertemporcere substitusjonselastisiteten. Siden denne elastisiteten inngårmultiplikativt i uttrykket for vekstraten, gir små endringer i denne storeendringer i vekstraten. Sensitiviteten er et hovedproblem i simuleringsmo-dellene. Når de kvantitative konklusjonene er så avhengige av størrelsenpå enkelte usikre parametre, er den empiriske lcerdommen en kan trekkefra studiene begrenset.

En annen mulighet for empirisk å kvantifisere veksteffekten av skatte-systemet er vekstregresjoner. Easterly og Rebelo (1993) undersøker ulikeskattevariable i regresjoner med rundt 100 land. De har problemer med åfinne noen signifikant sammenheng både mellom sammensetningen avskattesystemet og veksten, og mellom mål for det totale skattenivået ogveksten. I en studie av 18 OECD-land finner også Mendoza et al. (1995)liten effekt av skatter på vekst.

Enkelte forfattere tolker totale offentlige utgifter som et mål på skatte-nivået, noe det for så vidt bare vil vcere om utgiftsendringer hele tidenmotsvares av endringer i skatteinntekter. Engen og Skinner (1992) finnerat nivået på totale offentlige utgifter er signifikant negativt korrelert medvekstratene. Dersom totale offentlige utgifter som andel av BNP øker med1 prosentpoeng, reduseres den årlige vekstraten med 0,11 prosentpoeng.Når en deler inn i ulike land, viser det seg imidlertid at den negative sam-menhengen mellom offentlige utgifter og vekst bare gjelder for u-land.

142

For i-land er det ingen sammenheng mellom offentlige utgifter som andelav BNP og vekst. Samme konklusjon får Mendoza et al. (1995) forOECD-landene de studerer.

Teorier for offentlige utgifter og vekst har den viktige empiriske impli-kasjonen at en bør skille mellom de offentlige utgifter som øker produkti-viteten i privat sektor, og de som ikke gjør det. Barro (1990,1991) argu-menterer for at offentlig konsum typisk ikke fremmer produktiviteten iprivat sektor, men gjør unntak for utdanningsutgifter og utgifter til forsvar(som ifølge Barro virker positivt fordi det styrker den private eiendoms-retten). Offentlig konsum fratrukket utgifter til utdanning og forsvar på-virker dermed veksten bare gjennom kostnaden ved skatteinnkreving.Barro får en signifikant negativ sammenheng mellom denne justerte varia-bel for offentlig konsum og BNP-vekst. Dersom andelen offentlig konsumav BNP øker med 1 prosentpoeng, går den årlige vekstraten ned med 0,12prosentpoeng. Easterly et al. (1993) bruker et datasett generert fra andrerådata enn Barro, men får liknende konklusjon. Dersom offentlig konsum(fratrukket utgifter til utdanning og forsvar) som andel av BNP Øker med1 prosentpoeng, går vekstraten ned med 0,10 prosentpoeng. Fra disse stu-diene synes det derfor å vcere grunnlag for å hevde at det er en negativsammenheng mellom deler av offentlig konsum og vekst. Men det er ogsåstudier som er mer skeptisk til en slik sammenheng. Et eksempel erLevine og Renelt (1992). Kormendi og Meguire (1985) finner en positivsammenheng mellom veksten i offentlig konsum og økonomiens vekst-rate.

Blant studier som ser på mer avgrensede grupper av land, finner Grierog Tullock (1989) at veksten i offentlig konsum er negativt korrelert medvekstratene i OECD-land. I motsetning til Kormendi og Meguire (1985)finner de at dette også er tilfellet når de tar med de andre land de har datafor.

Utgifter til utdanning og infrastruktur fremheves ofte som positive forproduktiviteten i privat sektor. Otani og Villaneuva (1990) finner en posi-tiv sammenheng mellom utgifter til utdanning og vekst. Easterly og Re-belo (1993) finner det samme for offentlige investeringer i utdanningssek-toren. Aschauer (1989a,b) finner i sin studie av USA at offentlig infra-struktur har en sterk positiv effekt på marginalproduktiviteten til privat ka-pital. Dette leder isolert sett til «crowding in». Kontrollert for faktorer

143

som leder til «crowding out», blir nettoeffekten av offentlig kapital på pri-vat kapital liten. Aschauer konkluderer med at når private investeringerikke går ned ved økte offentlige investeringer, har myndighetene godemuligheter til å påvirke den totale kapitalmengden. Ford og Poret (1991)undersøker «Aschauer-hypotesen» for flere OECD-land. De er på bak-grunn av sine empiriske resultater ikke så optimistiske som Aschauer,men finner at infrastruktur har stor betydning for produktivitetsutvik-lingen i noen av landene.

Barro (1990,1991) finner at dersom offentlige investeringer i forhold tilBNP øker med 1 prosentpoeng, oker den årlige vekstraten med 0,13 pro-sentpoeng. Easterly et al. (1993) får et estimat for det samme tallet på 0,04prosentpoeng. Det er imidlertid viktig å merke seg at disse estimatene ikkeer signifikant forskjellige fra null. Barro mener en mulig tolkning av detteer at landene stort sett har tilpasset offentlige investeringer optimalt i denforstand at de er på toppen av «Lafferkurven» i hans modell. Det vil daikke vo2re noen signifikant sammenheng mellom offentlige investeringerog vekstrater.

Easterly et al. (1993) disaggregerer offentlige investeringer. Dette syneså bekrefte den viktige rollen Aschauer (1989a,b) tillegger infrastruktur.Dersom offentlige investeringer i transport og kommunikasjon øker med 1prosentpoeng av BNP, øker Vekstraten med hele 0,6 prosentpoeng. Offent-lige investeringer i annen infrastruktur resulterer også i høye estimerteveksttillegg, selv om signifikansen her er noe avhengig av hvilke andrevariable som inkluderes. Offentlige investeringer i offentlig eide selskaphar ingen vekstvirkning. Også De Long og Summers (1991) kan ses påsom en bekreftelse på viktigheten av offentlige investeringer. De får atvekstraten er høyere jo større andel offentlige investeringer utgjør av to-tale investeringer. Barro og Sala-i-Martin (1995) får imidlertid at sam-mensetningen mellom private og offentlige investeringer ikke virker sig-nifikant inn på veksten.

5. TEORI OM BUDSJETTUNDERSKUDD, INFLASJON OGVEKST

Makroøkonomisk politikk kan også påvirke vekstraten på andre måter enngjennom avveiningen av skattekostnadene mot den produktive rollen tiloffentlige utgifter. Dette er et område som synes å få Okt oppmerksomhet.

144

Det argumenteres scerlig for at politikkens virkning på makrovariable sonabudsjettunderskudd og inflasjon har betydning for veksten. Fellesnevne-ren for dette synet er at en stabil og «bcerekraftig» finanspolitikk og lav in-flasjon er indikatorer på stabilitet og forutsigbarhet i den økonomiske po-litikken. Dette har vekstvirkninger gjennom ressursallokering og investe-ringsnivå.

Fischer (1993) kan ses på som en hovedtalsmann for dette synet. Hanargumenterer for at høye budsjettunderskudd reduserer investeringene ogveksten ikke bare gjennom tradisjonell «crowding out». Et høyt offentligunderskudd er også et signal om en offentlig politikk som ikke er underkontroll, og dette har negative konsekvenser for vekst gjennom den økteusikkerhet det skaper. Det samme er tilfellet med høy inflasjon. Siden detikke finnes gode grunner for svcert høye inflasjonsrater, mener Fischer aten regjering som produserer høy inflasjon er en regjering som har mistetkontrollen. Inflasjonsraten er derfor en indikator på evnen til kontroll overden økonomiske utviklingen. I tillegg kan høy inflasjon svekke effektivi-teten til prismekanismen. Dette gjelder scerlig fordi høy inflasjon ofte gårsammen med svcert variabel inflasjon, noe som skaper usikkerhet.

De fleste av argumentene fra ny vekstteori om hvorfor størrelsen på detoffentlige underskuddet og inflasjonen skulle påvirke veksten, koker nedtil at disse er signaler om økt usikkerhet. Det sentrale spørsmål blir dahvorfor usikkerhet skulle påvirke den økonomiske veksten. I nyere vekst-teori er svaret at dette reduserer investeringene. For det første reduseresinvesteringene gjennom usikkerhetens virkning på ressursallokeringen.Større usikkerhet gjør at en har mindre informasjon om hvor kapitalen harhøyest marginalavkastning. Dette gir en dårligere allokering og lavere pri-vat marginalavkastning av kapital. Lavere MPK reduserer investeringeneog veksten. For det andre kan økt usikkerhet redusere investeringene der-som aktørene er risikoaverse. Videre kan økt usikkerhet også redusere in-vesteringene selv om aktørene ikke er risikoaverse. Når investeringene erirreversible, gjør økt usikkerhet om fremtiden at det blir mer lønnsomtvente for å se hvordan situasjonen utvikler seg heller enn å investere i dag.Dette kan gjøre at aktører velger å utsette investeringsbeslutningen til situ-asjonen er mer avklart. Dersom det er slik at jo flere som utsetter investe-ringsbeslutningen, jo svakere og mer ustabil blir den økonomiske situasjo-nen, kan økonomien bli låst i en vekstfelle med lavt investeringsnivå.

145

6. EMPIRI OM BUDSJETTUNDERSKUDD, INFLASJON OGVEKST

Fischer (1993) får en signifikant negativ sammenheng mellom budsjettun-derskudd og vekstrate. Dersom budsjettunderskuddet øker med 1 prosent-poeng av BNP, går den årlige vekstraten ned med 0,13 prosentpoeng. Eas-terly et al. (1993) får at vekstraten reduseres med 0,14 prosentpoeng nårbudsjettunderskuddet øker med 1 prosentpoeng av BNP. Disse studienetyder altså på at det er en negativ sammenheng mellom underskuddet påoffentlige budsjetter og vekstraten.

Kormendi og Meguire (1985) finner en signifikant negativ sammen-heng mellom inflasjon og vekstrate. Det samme gjør Fischer (1993), somfår at om den årlige inflasjonsraten reduseres med 1 prosentpoeng, økerden årlige vekstraten med 0,04 prosentpoeng. Barro (1995a,b) opererermed et estimat for det samme på 0,02 prosentpoeng. Barro mener dette erforholdsvis høye estimater. Dersom inflasjonen f.eks. reduseres med 10prosentpoeng, indikerer de at vekstraten øker med fra 0,2 til 0,4 prosent-poeng.

Barro (1995a,b) deler også landene inn i grupper for å søke å finne omnivået på inflasjonen har noe å si. Dersom inflasjonsraten reduseres medet prosentpoeng fra et nivå som ligger under 15 prosentpoeng per år, økervekstraten med 0,01 prosentpoeng. Dersom inflasjonen i utgangspunktetligger mellom 15 og 40 prosentpoeng, er det samme tallet 0,03 prosentpo-eng, mens det er 0,02 prosentpoeng om inflasjonen i utgangspunktet erover 40 prosent per år. Det er imidlertid viktig å merke seg at når infla-sjonsraten er under 15 prosentpoeng per år, er ikke sammenhengen mel-lom inflasjon og vekst signifikant. Også Fischer (1993) får at det ikke ernoen signifikant sammenheng mellom inflasjon og vekst på lave nivåer avinflasjon. Grier og Tullock (1989) får at det ikke er noen signifikant sam-menheng mellom inflasjon og vekst i OECD-land, selv om det er det forland utenfor OECD. Sammenhengen mellom inflasjon og vekst synesaltså i første rekke å gjelde for høyinflasjonsland. Dette er viktig å merkeseg i lys av Barro, som trekker implikasjoner både for England (Barro1995a) og USA (Barro 1995b): «For example, a shift in monetary policythat raises the long-term average inflation rate by 10 percentage points peryear is estimated to lower the level of real GDP after 30 years by 4-7 %,more than enough to justify a strong interest in price stability».

146

Både Grier og Tullock (1989) og Fischer (1993) finner at variansen tilinflasjonen virker signifikant negativt inn på vekstraten. Imidlertid er detgjennomgående slik at de landene som har en høy inflasjon, også har envariabel inflasjon. Følgelig kan det vcere vanskelig å identifisere om det ernivå eller varians som er signifikant korrelert med vekstratene. Når nivåetpå inflasjonen er med som forklaringsvariabel, finner Barro (1995a,b)ingen uavhengig sammenheng mellom økonomisk vekst og variansen tilinflasjonen.

7. POLITIKKIMPLIKASJONER

To kriterier bør vcere oppfylt før en utleder politikkimplikasjoner for enstrategi for økt vekst. For det første bør det -were en signifikant sammen-heng mellom politikkvariabelen en studerer og den økonomiske veksten.For det andre bør det godtgjøres at årsakssammenhengen går fra politik-kvariabelen til den økonomiske veksten, og ikke omvendt.

Levine og Renelt (1992) kritiserer vekstempirien på bakgrunn av detførste kriteriet. De undersøker om korrelasjonene er robuste når nye varia-ble inkluderes, og finner at signifikansen til de aller fleste korrelasjonenefra vekstempirien er sterkt avhengige av hvilke andre variable som er in-kludert. På den annen side kan en kritisere Levine og Renelt (1992) for åvcere strenge når det gjelder å definere en robust sammenheng. For å blikarakterisert som robust, må en sammenheng forbli signifikant under etvidt utvalg av ulike kombinasjoner høyresidevariable.

En liknende kritikk går på robustheten til korrelasjonene overfor hvilkeland som inkluderes. En del av resultatene er fremkommet i regresjonermed mange og svcert ulike land. Siden de fleste av landene i verden er ut-viklingsland, veier disse tungt. Om vekstvirkningen av økonomiske varia-ble varierer fra utviklingsland til industrialiserte land, kan politikkonklu-sjoner basert på studiene were misvisende for de sistnevnte. Denne inn-vendingen styrkes av at en del av resultatene ikke er robuste når det delviskontrolleres for utviklingsnivå. Som vi så, peker eksempelvis flere forfat-tere på at sammenhengen mellom inflasjon og vekst ikke er signifikant iOECD-landene eller i land med lav inflasjon. Det kan også reises kritikkmot at land av svcert ulik størrelse veier like mye i regresjonene. Det erikke åpenbart at dette er den riktige måten å vekte landene på. På den an-

147

nen side finner Grier og Tullock (1989) at deres resultater ikke endresnevneverdig om en isteden vekter landene etter folketall.

Selv om det kan reises ulike former for kritikk mot vekstempirien, erikke denne kritikken tilstrekkelig til en fullstendig avvisning av signifi-kansen i korrelasjonene. Tross alt finner mange ulike studier liknende re-sultater. Skal vi sammenfatte resultatene fra de empiriske analysene ut fradet et flertall av studiene har kommet til, kan vi si at skattesystem og skat-tenivå ikke synes å were sterkt korrelert med vekst, at det er en negativkorrelasjon mellom deler av offentlig konsum og vekst, en positiv korrela-sjon mellom offentlige utgifter til utdanning og vekst, en usikker positivkorrelasjon mellom offentlige investeringer og vekst, positiv korrelasjonmellom investeringer i infrastruktur og vekst, negativ korrelasjon mellomoffentlig budsjettunderskudd og vekst og en negativ korrelasjon mellominflasjon og vekst (scerlig ved høy inflasjon). I henhold til det første krite-riet for utledning av politikkimplikasjoner kan en strategi for økt vekstsynes å følge umiddelbart: Reduser offentlig konsum og ok investering iutdanning og infrastruktur For en penge- og finanspolitikk som leder tilbalanserte budsjetter og lav inflasjon.

Det gjenstår imidlertid å undersøke om det andre kriteriet for utfor-mingen av politikkimplikasjoner er oppfylt. Dessverre er ikke dette noesom bare gjenstår her, men også i det store flertallet av de empiriske un-dersøkelsene. I disse undersøkelsene synes det å were en gjennomgåendetendens til å gi politikkonklusjoner basert kun på det første kriteriet.Mangelen på diskusjon av kausalitet er en hovedsvakhet ved litteraturen.Som vi skal se, er det iallfall noen gode grunner for å anta at kausalitetengår fra vekst og til de variable vi har sett på, snarere enn motsatt. Scerlig erdet rimelig å anta at den økonomiske veksten virker inn på budsjettunder-skudd og inflasjon. For å begrense diskusjonen konsentrerer vi oss derfor idet følgende om disse to variablene, selv om den enkelte vil se at kausali-tetsproblemet også omfatter de andre variablene vi har sett på8 .

Anta at vi får et sjokk som reduserer aktivitetsnivået i økonomien. Nåraktivitetsnivået faller, vil de offentlige inntektene gå ned og de offentligeutgiftene opp. En viktig årsak til inntektsbortfallet er lavere skatteinntek-ter, mens en viktig årsak til utgiftsøkningen er utbetalinger til arbeidsle-

8 En diskusjon av kausalitet i sammenhengen mellom vekst og variable som skattenivå ogoffentlige utgifter er gitt i Age11 et al. (1997).

148

dighetstrygd. De automatiske stabilisatorene medfører at selv med uendretØkonomisk politikk vil det were en negativ korrelasjon mellom aktivitets-nivd og budsjettunderskudd. Fører en i tillegg til de automatiske stabilisa-torene en aktiv stabiliseringspolitikk, vil også dette bidra til en slik korre-lasjon. En vellykket stabiliseringspolitikk vil jo nettopp gå ut på å utjevnede fluktuasjoner ulike sjokk gir. En bør derfor forvente en negativ korrela-sjon mellom aktivitetsnivå og offentlig underskudd.

Studerer en ett og samme land over en tidsperiode, vil det derfor vcere ennegativ korrelasjon mellom de årlige vekstratene og budsjettunderskud-dene. Studerer en ulike land over en gitt tidsperiode, vil landene som gjen-nomgående har hatt flest negative sjokk også gjennomgående ha hatt destørste budsjettunderskuddene. Studerer en paneldata, vil en få en negativkorrelasjon mellom vekst og budsjettunderskudd av begge grunner.

Liknende argumentasjon kan føres for korrelasjonen mellom vekst oginflasjon. Det er bred enighet om at oljeprissjokkene på 1970-tallet redu-serte veksten og økte inflasjonen i oljeimporterende land. På samme måteer det bred enighet om at i afrikanske land gir tørke redusert vekst og øktinflasjon. Eksemplene er spesielle, men lcerdommen er generell. Ved til-budssjokk vil vekstraten og inflasjonsraten svinge i motsatt retning. Der-som tilbudssjokk over tid har større betydning for økonomisk vekst ennetterspørselssjokk, vil vi få en negativ korrelasjon mellom vekst og infla-sjon. Også her kan den økonomiske politikken bidra til en slik korrelasjon,f.eks når ekspansiv pengepolitikk en del av politikkresponsen på sjokk.

I enkelte av de empiriske arbeidene er kausalitetsproblemet diskutert.Fischer (1993) inkluderer utviklingen i bytteforholdet overfor utlandet inoen av sine regresjoner. Han argumenterer for at han ved dette luker utnoen av de viktigste tilbudssjokkene. Han deler også inn i underperioderog finner at hans resultater er robuste også i perioder hvor han mener et-terspørselssjokk har vcert mer dominerende enn tilbudssjokk. Han konklu-derer med at disse faktorene trekker i retning av at kausaliteten iallfall del-vis går fra høy inflasjon og høyt budsjettunderskudd til lav vekst. Ericssonet al. (1993) mener data ikke gir grunnlag for å si at det er noen sammen-heng mellom inflasjon og vekst på lang sikt, og at på kort sikt går kausali-teten fra vekst til inflasjon. Barro (1995) får andre konklusjoner. Han for-klarer vekst med lagget inflasjon, og får at hans resultater ikke endres nev-neverdig av dette. Hans konklusjon er derfor at kausaliteten går fra høy in-

149

flasjon til lav vekst. Totalt sett må vi ha lov til å si at empirien på kausali-tet ennå er såpass tynn og sprikende at kriterium nr. 2 for utledning av po-litikkimplikasjoner, ikke er oppfylt.

8. AVSLUTTENDE MERKNADER

Nyere vekstteori har gitt økt interesse for sammenhengen mellom finans-politikk og langsiktig økonomisk vekst. Med tiden har dette medført enstadig voksende empirisk litteratur. Denne identifiserer en del korrelasjo-ner mellom makroøkonomiske variable og vekst. Men en hovedsvakhetmed litteraturen så langt synes å vcere at spørsmålet om kausalitet har fåttfor liten oppmerksomhet. Som vi har sett er det gode grunner til å vente atkausaliteten iallfall delvis går fra vekst og til de økonomiske variable sombrukes i vekstregresjonene. Politikkimplikasjonene blir da mindre åpen-bare enn hva mange av forfatterne synes å mene. Selv om det er en negativkorrelasjon mellom inflasjon og vekst, er ikke dette ensbetydende med atveksten vil øke om en fører en politikk som reduserer inflasjonen.

150

Referanser:Age11, J., T. Lindh og H. Ohlsson (1997): «Growth and The Public Sector: A Critical Review

Essay», European Journal of Political Economy 13, 33-52.Aghion, P. og P. Bolton (1997): «A Theory of Trickle-Down and Development», Review of

Economic Studies 64, 151-172.Aschauer, D.A. (1989a): «Is Public Expenditure Productive?», Journal of Monetary Econo-

mics 23, 177-200.Aschauer, D.A. (1989b): «Does Public Capital Crowd out Private Capital?», Journal of Mo-

netary Economics 24, 171-188.Barro, R. (1990): «Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth», Jour-

nal of Political Economy 98, 5103-5125.Barro, R. (1991): «Economic Growth in a Cross Section of Countries», Quarterly Journal of

Economics 106, 407-444.Barro, R. (1995a): «Inflation and Economic Growth», Bank of England Quarterly Bulletin

35, 166-176.Barro, R. (1995b): «Inflation and Economic Growth», NBER Working Paper No. 5326.Barro, R. og X. Sala-i-Martin (1992): «Public Finance in Models of Economic Growth», Re-

view of Economic Studies 59, 645-661.Barro, R. og X. Sala-i-Martin (1995): Economic Growth. McGraw-Hill, New York.Borge, L-E. og R. Torvik (1993): «Ny Vekstteori: En Smakebit på Modellformuleringer og

Resultater», Norsk Økonomisk Tidsskrift 108, 69-92.De Long, J.B. og L.H. Summers (1991): «Equipment Investment and Economic Growth»,

Quarterly Journal of Economics 106, 445-502.Devereux, M.B. og D.R.F. Love (1995): «The Dynamic Effects of Government Spending in

a Two Sector Endogenous Growth Model», Journal of Money, Credit and Banking27, 232- 256.

Easterly, W. og S. Rebelo (1993): «Fiscal Policy and Economic Growth», Journal of Mone-tary Economics 32, 417-458.

Ericsson, NR., J.S. Irons og R.W. Tryon (1993): «Output and Inflation in the Long Run»,Memo, Federal Reserve Board, Washington D.C.

Engen, E.M. og J. Skinner (1992): «Fiscal Policy and Economic Growth», NBER WorkingPaper No. 4223.

Fischer, S. (1993): «The Role of Macroeconomic Factors in Growth», Journal of MonetaryEconomics 32, 485-512.

Ford, R. og P. Poret (1991): «Infrastructure and Private-Sector Productivity», OECD Econo-mic Studies 17, 64-89.

Futagami, K., Y. Morita og A. Shibata (1993): «Dynamic Analysis of an EndogenousGrowth Model with Public Capital», Scandinavian Journal of Economics 95, 607-625.

Galor, O. og J. Zeira (1993): «Income Distribution and Macroeconomics», Review of Econo-mic Studies 60, 35-52.

Grier, K. og G. Tullock (1989): «An Empirical Analysis of Cross-National EconomicGrowth, 1951-80», Journal of Monetary Economics 24, 259-276.

151

Haavelmo, T. (1954): A Study in the Theory of Economic Evolution. North-Holland, Amster-dam.

Hammond, P.J. og A. Rodriguez-Clare (1993): «On Endogenizing Long-Run Growth»,Scandinavian Journal of Economics 95, 391-425.

Jones, LE., R.E. Manuelli og P.E. Rossi (1993): «Optimal Taxation in Models of Endoge-nous Growth», Journal of Political Economy 101, 485-517.

King, R.G. og S. Rebelo (1990): «Public Sector Policy and Economic Growth: DevelopingNeoclassical Implications», Journal of Political Economy 98, S126-S150.

Kormendi, R. og P. Meguire (1985): «Macroeconomic Determinants of Growth: Cross-Country Evidence», Journal of Monetary Economics 16, 141-163.

Levine, R. og D. Renelt (1992): «A Sensitivity Analysis of Cross-Country Growth Regressi-ons», American Economic Review 82, 942-963.

Lucas, R.E. Jr. (1988): «On the Mechanics of Economic Development», Journal of Mone-tary Economics 22, 3-42.

Lucas, R.E. Jr. (1990): «Supply-Side Economics: An Analytical Review», Oxford EconomicPapers 42, 293-316.

Mendoza, E.G., G.M. Milesi-Ferretti og P. Asea (1995): «Do Taxes Matter for Long-RunGrowth? Harberger's Superneutrality Conjecture», International Finance DiscussionPaper N. 511, Federal Reserve Systems, Washington D.C.

Milesi-Ferretti, G.M. og N. Roubini (1995): «Growth Effects of Income and ConsumptionTaxes: Positive and Normative Analysis», NBER Working Paper No. 5317.

Mulligan, C.B. og X. Sala-i-Martin (1993): «Transitional Dynamics in Two-Sector Modelsof Endogenous Growth», Quarterly Journal of Economics 108, 739-773.

Otani, I. og Villanueva (1990): «Long Term Growth in Developing Countries and its Deter-minants: An Empirical Analysis», World Development 18, 769-783.

Persson, T. og G. Tabellini (1994): «Is Inequality Harmful for Growth?», American Econo-mic Review 84, 600-621.

Rebelo, S. (1991): «Long-Run Policy Analysis and Long-Run Growth», Journal of PoliticalEconomy 99, 500-521.

Stokey, N. og S. Rebelo (1995): «Growth Effects of Flat Taxes», Journal of Political Eco-nomy 103, 519-550.

Taylor, L. (1983): Structuralist Macroeconomics. Basic Books, New York.Taylor, L. (1991): Income Distribution, Inflation and Growth: Lectures on Structuralist Ma-

croeconomics. MIT Press, Cambridge, Massachusetts.Torvik, R. (1993): «Talent, Growth and Income Distribution», Scandinavian Journal of Eco-

nomics 95, 581-596.

ProfessorWilhelm Keilhau's Minnefond

Fondet har vesentlig gitt støtte til dekning av trykkings-utgifter ved utgivelse av økonomiske forskningsavhand-linger samt til reise- og oppholdsutgifter ved aktiv delta-gelse ved økonomisk faglige kongresser eller forsknings-prosjekter. Dette vil fortsatt være hovedretningslinjen forfondets virksomhet.

Fondet kan også gi støtte til forskere som ønsker åutvide sine kunnskaper på et spesielt felt innen denøkonomiske teori og av den grunn ønsker et kortvarigopphold ved en forskningsinstitusjon som har spesiellkompetanse innen dette felt.

Professor Wilhelm Keilhau's Minnefond er et «sisteutvei fond» på den måten at det er først når andre formerfor støtte ikke er tilgjengelig eller ikke er tilstrekkelig atstøtte fra fondet kan bli aktuelt.

Skriftlig søknad sendes til

Høegh Invest A/SPostboks 2596 Solli, 0203 Oslo — Telefon 22 86 97 00

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 111 (1997), 153-184

BIDRAR DELTAKELSE PÅ ARBEIDSMARKEDSTILTAKTIL Å FORKORTE FRAMTIDIGEARBEIDSLOSHETSPERIODER?

av Oddbjørn Raaumog

Hege Torp

Analyse av data for 3 683 arbeidssøkere kan ikke bekrefte at deltakelse påarbeidsmarkedstiltak over en 12 måneders tiltaksperiode, gir redusert for-ventet varighet av arbeidsløshet i den påfølgende resultatperioden. Suksess-kriteriet er antall måneder registrert som helt ledig eller som deltaker påtiltak over en periode på hele 30 måneder, hvilket gir mindre risiko formålefeil og tilfeldig variasjon enn ved effektevalueringer basert på survey-data og arbeidsmarkedsstatus på et gitt tidspunkt. Vi bruker AMO-søkeresom ikke deltok til å anslå hvordan det ville ha gått med deltakerne dersomde ikke hadde deltatt. Dermed blir seleksjonsproblemet mindre enn i effek-tevalueringer der deltakerne sammenliknes med et tilfeldig utvalg avarbeidssøkere. Lengre registrert arbeidsløshet avspeiler ikke nødvendigvislavere sysselsetting, men kan også skyldes en «registreringseffekt».

1. INNLEDNING

Mange vestlige land har de siste årene lagt økende vekt på den aktive ar-beidsmarkedspolitikken (OECD 1993, 1994, 1996). Satsingen på arbeids-markedstiltak har bakgrunn i den varig høye arbeidsløsheten, og en opp-fatning om at strukturelle problemer på arbeidsmarkedet kan avhjelpesved å kvalifisere og motivere jobbsøkerne. I Norge, som i de fleste andreland, er arbeidsmarkedstiltakene rettet inn mot arbeidsløse arbeidssøkere.Da arbeidsløsheten økte på slutten av 80- og begynnelsen av 90-tallet,

* Datamaterialet er samlet inn for et fellesprosjekt for Stiftelsen for samfunns- og nærings-livsforskning og Institutt for samfunnsforskning finansiert av Kommunal- og arbeidsde-partementet. Det foreligger konsesjon fra Datatilsynet både for surveyundersøkelsen ogfor koblingen med registerdata. Et tidligere utkast ble presentert på det 18. nasjonale for-skermøtet for økonomer, Oslo januar 1996. Takk til Bjarne Strøm og to anonyme konsu-lenter for konstruktive innspill og takk til Norges forskningsråd for finansiell støtte (pro-sjektnummer 102865/510).

154

Økte også omfanget av arbeidsmarkedstiltak, fra et årsgjennomsnitt på 7000 deltakere på ordinære personrettede tiltak i 1987 til 57 000 deltakere i1993. Etter 1993 er antall deltakere gradvis redusert, til 35 000 i 1996.

Den sterke opptrappingen av tiltak har ført til økt oppmerksomhet omtiltakenes innhold og utforming — og ikke minst om de har den tilsiktedeeffekten: å bedre deltakernes muligheter på arbeidsmarkedet gjennom øktkompetanse, mobilitet og mer effektiv jobbsøking.

I det følgende skal vi konsentrere oss om individuelle effekter av delta-kelse på ordinære, personrettede arbeidsmarkedstiltak, dvs. kurs og opp-læringstiltak samt midlertidige sysselsettingstiltak i privat og offentligsektor. Mer spesielt skal vi forsøke å gi svar på spørsmålet om slike tiltakbidrar til å forkorte deltakernes framtidige arbeidsløshetsperioder.

Vår studie avviker på flere måter fra tidligere effektevalueringer avnorske arbeidsmarkedstiltak. Studien følger arbeidssøkere som alle søkteom plass på Arbeidsmarkedsetatens opplæringskurs (AMO) med starthøsten 1991, over en periode på 6 år (1989-1994). Mens tidligere norskestudier har fokusert på arbeidsmarkedstilknytningen på et gitt tidspunkt,fanger vårt suksesskriterium opp tilpasningen i arbeidsmarkedet over enperiode på hele 30 måneder. Indikatorer for suksess knyttet til arbeidsmar-kedsstatus på et gitt tidspunkt vil generelt utvise stor tilfeldig variasjon.Mål for suksess over en lengre periode innebærer mindre tilfeldig varia-sjon, hvilket bidrar til å redusere standardfeilen for estimert effekt. Videreer suksesskriteriet basert på registerinformasjon, mens de fleste norskeevalueringer så langt har benyttet survey-data. Resultatenes robusthet un-dersøkes ved at vi estimerer og tester ulike modellvarianter.

De fleste aktive arbeidsmarkedstiltak har (re-)sysselsetting av deltakernesom primært mal. Likevel kan sysselsetting være for snevert som suksess-kriterium. Et delmål for mange tiltak er å motivere deltakerne for videre ut-donning og derigjennom bedre deres langsiktige muligheter på arbeidsmar-kedet. Tiltak har ofte som mål å forhindre utstøting fra arbeidsmarkedet. Ar-beidsmarkedstiltak med sammensatte mål er vanskelig å evaluere ved hjelpav ett enkelt suksesskriterium. En mulighet er å aggregere over Ønskede til-stander, slik som sysselsetting som ansatt, selvstendig næringsvirksomhet,utdanning mm. Litteraturen gir også eksempler på effektevalueringer basertpå kriterier knyttet til fravær av uønskede tilstander, slik som yrkespassivitetog arbeidsløshet. I denne studien har vi valgt nettopp dette opplegget, ved å

155

benytte fravær av arbeidsløshet som suksesskriterium. Valget av registrertarbeidsløshet er også begrunnet ut fra kvaliteten på informasjonen om indi-viduell arbeidsmarkedstilknytning i norske registre.

Tidligere studier og sentrale metodeproblemer blir omtalt i avsnitt 2.Avsnitt 3 gir en nærmere drøfting av registrert arbeidsløshet som suksess-kriterium, mens vi i neste avsnitt presenterer datamaterialet. I avsnitt 5 gårvi nærmere inn på den empiriske modellen, for deretter å presentere analy-seresultatene i avsnitt 6. Artikkelen avsluttes med konklusjoner i avsnitt 7.

2. TIDLIGERE STUDIER

Effektevalueringer av arbeidsmarkedstiltak i Europa og USA på 1970-,80- og 90-tallet gir langt fra entydige svar på hvorvidt tiltakene fungereretter hensikten, og heller ikke på spørsmål om hvilke tiltak som fungererbest for hvilke grupper av arbeidssøkere. Dette er ikke særlig overras-kende siden både forholdene på arbeidsmarkedet og arbeidsmarkedstilta-kenes form og innhold varierer over tid og mellom land. I tillegg kommerat de estimerte effektene er lite robuste overfor valg av modell (Bamow,1987). Det viser seg nemlig at selve analyseopplegget og modellspesifika-sjonen kan være avgjørende for utfallet av slike evalueringer. Spørsmåletom ikke-eksperimentelle metoder i det hele tatt kan brukes til å besvare denevnte spørsmålene — dersom svarene skal baseres på forventningsretteanslag på effekten av tiltak, har vært reist (Ashenfelter, 1986; Burtless ogOrr, 1986; Lalonde, 1986; Fraker og Maynard, 1987). Evalueringer basertpå eksperimentelle data vil riktignok kunne gi effektanslag uten risiko forseleksjonsskjevhet; dersom eksperimentet virkelig lar seg gjennomføre.Problemet med denne typen analyser er imidlertid at de eksperimentelleomgivelsene ikke nødvendigvis gir relevante svar på spørsmål om hvor-dan tiltakene fungerer i arbeidsmarkedspolitikkens hverdag (Heckman ogRobb, 1986; Heckman, 1992; Heckman og Smith, 1993).

Ikke-eksperimentelle data og modellbaserte effektevalueringer sombygger på visse forutsetninger om suksesskriteriets statistiske fordelings-egenskaper, er da også fremdeles dominerende. I Europa er de nesten ene-rådende med visse unntak (White og Lakey, 1992; Raaum, Torp og Gold-stein, 1994; Langager, 1996).

Et raskt blikk på foreliggende effektevalueringer i Europa viser at delta-kelse i arbeidsmarkedstiltak kan gi bedre sysselsettingsmuligheter og økt

156

arbeidsinntekt; mange studier gir imidlertid ikke-signifikante effektesti-mater. Studier fra Sverige gir svært varierende resultater. Mens de tidligsteanalysene på 1960- og 70-tallet (basert på svært enkle metoder) gir over-veiende positive effekter av arbeidsmarkedstiltak på sysselsetting og inn-tekt (Dahlberg, 1978; Dahlström, 1974; Kjellman, 1975), viser studier fra1980- og 90-tallet små, ingen eller negative effekter (Edin, 1988; Ackum,1991; Björklund, 1994; Regnér 1993). Det finnes imidlertid også eksem-pier på studier som gir positive inntektseffekter av opplæringstiltak(Axelsson, 1992). Analyser av den danske arbeidsmarkedsopplæringenviser at denne typen tiltak gir små eller ingen lønns- og sysselsettingsef-fekter for arbeidsløse deltakere, og særlig ikke for deltakere med langva-rig ledighetserfaring (Jensen et al., 1993; Westergård-Nielsen, 1993). Eneffektevaluering av arbeidsmarkedsopplæringen i Østerrike viser at risi-koen for å miste den første jobben etter en periode som arbeidsløs, tilsyne-latende er større for dem som har deltatt på tiltak enn for dem som ikkehar deltatt. Når det ved hjelp av en simultan modell tas hensyn til at ar-beidssøkere med et dårlig utgangspunktet oftere deltar på tiltak enn andre,viser det seg imidlertid at arbeidsmarkedsopplæringen har en positiv ef-fekt på sysselsettingsstabiliteten (Zweimüller og Winter-Ebmer, 1996). Enstudie fra Irland viser at både sysselsettings- og opplæringstiltak har rela-tivt store sysselsettingseffekter på kort sikt; på lang sikt er effekten avopplæringstiltak ikke-signifikant (Breen, 1991).

I de seneste år er det gjort en rekke studier av individuelle effekter avarbeidsmarkedstiltak i Norge (for en oversikt se Torp, 1993). Hardoy et al.(1994) sammenlikner hovedresultatene for fire relativt ferske evaluerings-studier, blant annet Praksisplasser (for unge arbeidssøkere og nykommerepå arbeidsmarkedet), som viser seg å ha en positiv effekt på deltakernessannsynlighet for å få jobb eller komme i utdanning. Jobb- og utdannings-sannsynligheten øker med mellom 8 og 21 prosentpoeng (Try, 1993a og1993b). Formidlings- og sysselsettingstiltaket Lønnstilskudd gir mindreoverbevisende resultater. Tiltaket synes å ha en positiv sysselsettingseffektfor langtidsledige, men ikke for ungdom. Den positive sysselsettingseffek-ten kan imidlertid skyldes seleksjon, siden det viser seg å være av stor be-tydning for utfallet om det er arbeidsgiveren som tar initiativet eller ikke(Hardoy, 1994). For Arbeidsmarkedsopplæringens kurs (AMO-kurs) fore-ligger flere studier:

157

Generelt synes AMO-kurs å ha en positiv effekt på sysselsettingssann-synligheten — i det minste på kort sikt; se for eksempel Raaum (1991),Hernæs, Raaum og Torp (1991) og Torp (1994), som sammenlikner delta-kere og helt ledige ikke-deltakere, samt Raaum og Torp (1993a og 1993b),som sammenlikner deltakere med avviste AMO-kurssøkere. Moe (1996og 1997), som utnytter det registerbaserte KIRUT-materialet, finner ogsålangsiktige sysselsettingseffekter av AMO. Analysene, som sammenliknerdeltakere pr oktober 1990 med helt ledige som ikke hadde deltatt på AMOi 1989-90, viser at det er en signifikant positiv sammenheng mellom delta-kelse på AMO-kurs og seinere jobbsannsynlighet (fulltidsarbeid) på fleretidspunkter i perioden 1991-1993. En relativt fersk studie av sysselset-tingseffekten av AMO-kurs basert på data fra 1994-95 viser at deltakerekommer bedre ut enn AMO-søkere som ikke fikk tilbud om kursplass (Ar-beidsdirektoratet, 1996). Studien viser at sannsynligheten for å være i jobb6 måneder etter kursslutt er gjennomsnittlig 15 prosentpoeng høyere.Dette er langt bedre resultater enn studiene basert på data fra 1991-92 gir,noe som blant annet kan skyldes en generell bedring i konjunkturene.

Det er en rekke metodeproblemer knyttet til denne typen effektevalue-ringer. Det største synes å være seleksjonen av deltakere til tiltak. Det erslett ikke tilfeldigheter som avgjør hvem som deltar og hvem som ikke del-tar. Deltakelse er ofte systematisk korrelert med andre kjennetegn av be-tydning for suksesskriteriet. Dersom man ikke får tatt hensyn til slike sys-tematiske forskjeller mellom deltakere og ikke-deltakere, vil anslaget påeffekten av tiltaket bli forventningsskjevt.

3. REGISTRERT BRUTTOLEDIGHET SOM SUKSESSKRITE-RIUM

Vårt valg av registerdata framfor selvrapporterte aktiviteter og valget avregistrert arbeidsløshet og tiltaksdeltakelse som suksesskriterium kan be-grunnes ut fra både relevans og datakvalitet. For det første er det alltid enviss risiko for erindringsfeil og andre målefeil ved bruk av surveydata, ogsærlig når det gjelder retrospektive spørsmål (Bradburn og Sudman, 1991;Eisenhower et al., 1991). For vårt suksesskriterium, arbeidsløshet, er detpåvist systematisk feilrapportering når det gjelder både tidspunkt, hyppig-het og varighet (Bowers og Horwarth, 1984; Poterba og Summers, 1984;

158

Holt, McDonald og Skinner, 1991). Når survey-spørsmål er knyttet til del-takelse på og effekter av arbeidsmarkedstiltak, har vi et tilleggsproblem:Deltakere kan komme til systematisk å skjønnmale eller svartmale situa-sjonen sammenliknet med ikke-deltakere — ut fra deres personlige forvent-ninger og erfaringer med programmet. Disse erfaringer avspeiler ikkenødvendigvis de effektene som skal evalueres.

For det andre er spørreundersøkelser alltid beheftet med frafall. Evalue-ringer er typisk avhengig flere runder med spørreskjema, hvilket ofte giren svært lav svarprosent. Frafall kan være spesielt problematisk i effekt-evalueringer siden tilbøyeligheten til å svare kan være korrelert både meddeltakelse og hvorvidt en har lykkes på arbeidsmarkedet i tiden somfulgte. Ved å erstatte informasjon om arbeidsmarkedstilknytning fra opp-fØlgingssurveyer med registerdata, reduseres frafallet betraktelig. 1

Forholdene ligger relativt godt til rette for bruk av registerinformasjon iNorge. Vi baserer oss på månedobservasjoner fra SOFA-sOkerregisteret iArbeidsdirektoratet som omfatter data for alle arbeidssøkere registrert vedlokale arbeidskontorer. 2

Valg av suksessindikator bør baseres på tiltakenes formal: å styrke ar-beidssøkernes sysselsettingsmuligheter i det ordinære arbeidsmarkedet. Imange tilfeller er tiltaket også ment å kvalifisere og motivere deltakerenfor videre utdanning. For arbeidssøkende med svak tilknytning til arbeids-

Frafallsproblemet er også tilstede i vår analyse. Registermaterialet som er gjort tilgjenge-lig for denne studien, gir dessverre ikke informasjon om sentrale forklaringsvariabler forhele utvalget, bare for nettoutvalget i surveyen. Dette gjelder blant annet informasjon omdet kurset som det søkes plass på. Informasjon om blant annet utdanning og yrkeserfaringhentes også fra surveymaterialet, men analysens avhengige variabel er registerbasert.På grunnlag av registermaterialet er det mulig å konstruere relativt gode data om start- ogstoppdato for alle perioder som helt ledig, delvis sysselsatt eller som deltaker på uliketyper tiltak. En alternativ (eller supplerende) kilde er Rikstrygdeverkets Arbeidstaker/-arbeidsgiverregister, som inneholder informasjon om arbeidsforhold av en viss varighet(Hernæs og Strøm, 1995; Utne og Vassnes, 1995). Det er imidlertid visse svakheter vedregisteret: Nye arbeidsforhold meldes ikke inn samtidig som avsluttede forhold ikke mel-des ut. Det er heller ikke mulig å identifisere arbeidsforhold som reelt sett er arbeidsmar-kedstiltak (offentlig sysselsettingsprogrammer, lønnstilskudd mm), uten å koble til infor-masjon fra SOFA-søkerregisteret. A/a-registeret dekker verken perioder som selvstendignæringsdrivende eller lønnstakerforhold med kort deltid (mindre enn 4 timer pr uke) ogkortvarige arbeidsforhold (under 6 dager). SOFA-søkerregisteret er ikke feilfritt, men tro-lig av bedre kvalitet både når det gjelder dekning og tidsangivelser.

159

markedet skal tiltakene bidra til å hindre at disse faller ut og forlater ar-beidsstyrken til trygding eller uregistrert ledighet med lav jobbsøkingsin-tensitet. Det er vanskelig å fange opp effekter på alle disse målene ved ettenkelt suksesskriterium. Hvor god er vår indikator?

Dersom tiltaket bedrer deltakernes ferdigheter og kompetanse, vil etter-spørselen etter deres arbeidskraft øke. For gitt søkeatferd og reservasjons-lønn, vil dermed sannsynligheten for å få akseptable jobbtilbud øke.Denne «kompetanseeffekten» vil avspeiles i en kortere periode som ar-beidsløs — og dermed som registrert arbeidssøker.

Deltakelse på tiltak kan imidlertid også føre til endringer i arbeidssøke-rens atferd. Deltakelse på AMO-kurs kan for eksempel øke tilbøyelighe-ten til å søke ordinær utdanning dersom kurset kvalifiserer eller motivererdeltakeren til videre skolegang. Overgang til utdanning betyr at personenforlater arbeidsstyrken og bidrar dermed til kortere registrert arbeidsløs-het. På den annen side kan kursdeltakelse representere et nært substitutt tilordinær skolegang for utdanningssøkende. Deltakere på AMO-kurs får istørre grad enn avslåtte AMO-kurssøkere dekket sine utdanningsønskerog vil derfor i mindre grad søke ordinær utdanning i perioden etter. Densamlede «utdanningseffekten» er dermed usikker.

Tiltaksdeltakelse kan virke positivt på intensiteten i jobbsøkingen ogØke mobiliteten etter at tiltaksperioden er avsluttet. På den annen side, un-der tiltaksperioden vil deltakerne ha mindre tid til jobbsøking og genereltvære mindre disponible for overganger til ordinære sysselsettingsforhold.«JobbsOkingseffekten» omfatter altså både en alternativkostnad og en mu-lig positiv effekt på jobbsøkingsintensiteten etter at tiltaket er over. Dissetrekker i hver sin retning når det gjelder sammenhengen mellom delta-kelse på tiltak og seinere varighet av registrert arbeidsløshet. For at tiltaketskal kunne karakteriseres som vellykket, må vi på lang sikt forvente at eneventuell positiv effekt på søkeintensiteten dominerer over effekten avtidstapet, dvs. at varighet av brutto arbeidsløshet reduseres.

Økte kvalifikasjoner kan også påvirke personens krav til en akseptabeljobb. Dersom deltakeren opplever at egen «markedsverdi» har økt, vilvedkommende kunne bli mer kresen med hensyn til hvilke jobbtilbud somaksepteres. En slik «reservasjonskrav-effekt» bidrar til å øke tiden fram tilordinær sysselsetting og derigjennom øke lengden på den registrerte ar-beidsløshetsperioden.

160

Arbeidsmarkedstiltakene kan dessuten føre til at deltakerne orientererseg bort fra det ordinære arbeidsmarkedet og mot de aktivitets- og inn-tektsmuligheter som arbeidsmarkedsetatens tilbud (og dagpengeord-ningen for arbeidsløse) representerer. En slik <<innleisningseffekt» vil føretil økt deltakelse på tiltak og lengre perioder som dagpengemottaker, dvs.lengre perioder med bruttoledighet. For den perioden vi ser pa, inngikklønn i tiltaksperioden i beregningsgrunnlaget for eventuelle framtidigedagpengeutbetalinger.

Deltakelse på arbeidsmarkedstiltak kan også medføre at arbeidssøkerenknyttes sterkere til arbeidsmarkedet og arbeidsmarkedsetaten. Dette kan hin-dre tilbaketrekning fra yrkeslivet og føre til at arbeidssøkeren i større grad —og mer regelmessig — registrerer seg som jobbsøker. Denne «registrerings-effekten» er antakelig ønskelig fordi arbeidssøkeren tilegner seg informasjonom jobbmuligheter på arbeidskontoret og stimuleres til å søke jobber.

For arbeidssøkere med rett til dagpenger kan deltakelse på AMO-kursbidra til å forlenge dagpengeperioden fordi arbeidssøkeren kan velge åmotta kurspenger i stedet for dagpenger. Dette kan tilsi at perioden medinsentiver til å melde seg på arbeidskontoret forlenges sammenliknet medarbeidssøkere med rett til dagpenger som ikke deltar på AMO-kurs.

Denne drøftingen har illustrert det mangfold av effekter som tiltaksdel-takelse kan tenkes å ha. Vårt suksesskriterium, varigheten av registrert ar-beidsledighet og tiltaksdeltakelse, fanger opp positive effekter på sysselset-ting og utdanningsaktivitet. Den viktigste svakheten ved dette kriteriet er atpositive effekter på registrert jobbsøkingsaktivitet — der alternativet er til-baketrekning fra arbeidslivet — feilaktig blir tolket som mangel på suksess.

4. DATAMATERIALET

Populasjonen

Det analyserte materialet omfatter survey-data og registerbasert informa-sjon for perioden 1989-1994 for et utvalg av registrerte helt arbeidsledigesom søkte om plass på AMO-kurs med oppstart i august og september. 3

3 Søkere til visse kurs er utelatt, blant annet kurs for fremmedspråklige. Av praktiske ogadministrative hensyn ble det valgt ut seks fylker med sikte på å få med fylker som glen-speilte bredden i norsk arbeids- og næringsliv: Østfold, Hedmark, Buskerud, Vest-Agder,Sør-Trøndelag og Troms.

161

Materialet omfatter med andre ord bare helt ledige som er godkjent og re-gistrert som kurssøkere av arbeidskontoret. Til forskjell fra mange andreevalueringsstudier, blir ikke tiltaksdeltakerne sammenliknet med et tilfel-dig utvalg helt ledige, ikke-deltakere. I denne studien har deltakerne ogikke-deltakerne mer til felles: De har alle søkt om opptak på samme typetiltak og på samme tidspunkt.

Vår analyse avviker også fra de fleste andre studier når det gjelder spe-sifikasjon av tiltaket som skal evalueres. I mange effektevalueringer er til-taket som evalueres representert ved en dikotom variabel: deltakelse ellerikke. Dersom «deltakelse» omfatter alle typer tiltak, vil dette være ensammensatt begivenhet som neppe kan antas å ha den samme effekten foralle deltakere. Motsatt, vil en snever definisjon av tiltaket som skal evalu-eres, ha den ulempen at begivenheten «ikke-deltakelse» blir en tilsvarendesammensatt begivenhet. Den kan blant annet omfatte deltakelse i andre,mer eller mindre liknende, tiltak.

Våre data — basert på SOFA-sOkerregisteret i Arbeidsdirektoratet — in-neholder informasjon om deltakelse på alle tiltak som administreres avArbeidsmarkedsetaten. Mangfoldet av tiltak gjør det nødvendig å aggre-gere dem opp til et håndterlig antall hovedtyper. Vi har valgt å spesifiserefire typer tiltak: AMO-kurs, andre kvalifiseringstiltak (blant annet praksis-plasser), sysselsettingstiltak i privat og offentlig sektor og «diverse» tiltaksom i hovedsak er tiltak for yrkeshemmede.

Med informasjon om antall måneder på tiltak i løpet av en avgrenset til-taksperiode får vi fire tilnærmet kontinuerlig fordelte variabler. Dermedvil det ikke være et skarpt skille mellom tiltaksgruppen og sammenlik-ningsgruppen, dvs. mellom deltakere og ikke-deltakere. Det er snareresnakk om grader av deltakelse. Dermed er det også nærliggende å tolke deestimerte koeffisientene som marginaleffekter av de evaluerte tiltakene.

Nettoutvalget

Det opprinnelige utvalget bestod av 12 634 personer, dvs. samtlige søkeretil alle ordinære AMO-kurs i seks utvalgte fylker. For hele dette utvalgethar vi registerdata som angir arbeidssøkerstatus ved utgangen av hver ma-ned i perioden 1989-94. For 5 073 personer har vi også survey-data somgir informasjon om utdanning og yrkeserfaring, samt registerbasert infor-masjon om kurset det søkes om plass på og utfallet av søknaden. Den store

3 - NOT

162

forskjellen i antall individer med og uten survey-data skyldes delvis admi-nistrative feil ved håndteringen av spørreskjema som førte til at visse dis-trikter og enkelte kurs ikke kom med i undersøkelsen, og delvis ordinærefrafallsgrunner som følge av at respondenten har flyttet, har ukjentadresse, nekter å svare, returnerer delvis utfylt skjema osv.; se Raaum ogTorp (1993b) for flere detaljer.

Vedleggstabell 1 viser fordelingen av antall måneder registrert som heltledig (med eller uten dagpenger), og som deltaker på AMO-kurs, andrekvalifiseringstiltak, sysselsettingstiltak samt «diverse» tiltak for hver avde tre delperiodene. Som det framgår av tabellen, er det meget små for-skjeller mellom det opprinnelige utvalget og nettoutvalget på disse sen-trale kjennetegnene. Selv om frafallet er foruroligende stort (60 prosent),kan dette indikere at risikoen for vesentlige skjevheter i nettoutvalget er li-ten. Gitt at frafall delvis skyldes administrative feil, som ikke kan antasvære korrelert med sentrale modellvariabler, vi vil anta at analyseresulta-tene basert på nettoutvalget lar seg generalisere til populasjonen av ar-beidsløse arbeidssøkere som søker om plass på AMO-kurs.

Fra det opprinnelige utvalget har vi valgt ut personer som har minst 3års yrkeserfaring sommeren 1991. Denne avgrensing er gjort for å skille utnykommere på arbeidsmarkedet og på den måten få et mer homogent ana-lyseutvalg. Med denne avgrensningen er det også mulig å utnytte register-basert informasjon om tidligere arbeidsløshetserfaring, målt ved antallmåneder registrert som arbeidssøker uten ordinært arbeid i 30 måneders-perioden før eventuell deltakelse på tiltak. Avgrensningen gir et analyseut-valg på 3 683 personer.

Tre del-perioder; for, under og etter tiltak

Siden alle i utvalget er arbeidssøkere sommeren 1991 og søker om plasspå AMO-kurs, har de som nevnt et felles utgangspunkt. I perioden forutvil noen ha vært uten arbeid i lang tid, noen vil ha deltatt på tiltak, noenhar arbeidet hjemme og noen kommer rett fra jobb. I perioden som følger,vil mange av dem delta på AMO-kurs, noen vil delta på andre tiltak somstarter på samme tidspunkt eller seinere, mens andre vil søke — og finne —ordinært arbeid eller velge andre aktiviteter. Dermed er det nærliggendedele observasjonsperioden i tre: En fOrperiode fom. januar 1989 tom. juni1991 (30 måneder); en tiltaksperiode fom. juli 1991 tom. juni 1992 (12

163

måneder); og en resultatperiode fom. juli 1992 tom. desember 1994 (30måneder).

De fleste av kursene med oppstart i august og september 1991 avsluttesi løpet av året; noen ganske få fortsetter våren 1992. Vi har valgt 12 mane-der fordi det gir alle mulighet til å avslutte det AMO-kurset de søkte på el-ler alternative tiltak som startet høsten 1991. Det gir også rom for å deltapå flere tiltak — etter hverandre. Et typisk AMO-kurs varer i 10-12 uker.Dermed er det også tid til påbyggende kurs og oppfølgende sysselsettings-tiltak. Etter 12 måneder vil vi forvente at de fleste har avsluttet en eventu-elt planlagt «tiltaks-karriere». Deltakelse på flere typer av tiltak er det tatthensyn til i analysen ved at all deltakelse på tiltak i 12-månedersperiodener spesifisert i modellen. 4

Resultat, tiltak og kontrollvariabler

Analysens avhengige variabel, omfang av arbeidsløshet i resultatperioden,er definert som antall måneder registrert som helt uten arbeid eller somdeltaker på arbeidsmarkedstiltak. Sterke og svake sider ved dette suksess-kriteriet er drøftet i avsnitt 3. 5

Tiltaksdeltakelse måles ved antall måneder registrert som deltaker påAMO-kurs og andre tiltak i den 12 måneder lange tiltaksperioden. Somkontrollvariabler inkluderes individuelle og markedsrelaterte kjennetegn

4 Det er forsøkt med annengradsledd for varighet av hver type tiltak og samspillsledd forflere tiltak. Disse modellene avslørte ingen interessante sammenhenger og ga heller ikkevesentlig bedre føyning.

5 En svakhet ved selve prosedyren for meldinger til SOFA-søkerregisteret er at dersom ar-beidssøkeren unnlater å melde seg på arbeidskontoret en enkelt måned, vil det bli regis-trert en sluttdato for søkeperioden. Dersom vedkommende kommer tilbake til arbeids-kontoret måneden etter, vil det bli registrert en ny søkeperiode og en ny startdato. Tilsva-rende skjer ved overgang mellom tilstand som «helt ledig» og som «deltaker på tiltak».Registerbasert informasjon av sammenhengende perioder som arbeidssøker, og mer spe-sielt som helt ledig arbeidssøker, kan derfor undervurdere varighet av perioder som reellarbeidssøker uten ordinært arbeid.

For å løse problemet med «irrelevante» avbrudd på perioden som registrert arbeidssøkeruten ordinært arbeid, har vi derfor definert indikatorvariabelen «omfang (eller varighet) avarbeidsløshet» som summen av antall måneder registrert som helt ledig eller som deltakerpå tiltak i løpet av 30 måneder — uavhengig av om det er kortvarige eller langvarige opp-hold mellom registrerte perioder. De mellomliggende periodene, uten registrering som ar-beidssøker eller tiltaksdeltaker, er ikke regnet med i omfanget av bruttoledighet.

164

som kjønn, alder, utdanning, tidligere yrkeserfaring, gjennomsnittlig ar-beidsløshet i hjemfylket og gjennomsnittlig arbeidsløshet i eget yrke etteren 12-delt yrkesklassifisering basert på hovedgrupper i Nordisk Yrkes-klas sifisering .

I tillegg har vi ett sett av seleksjonsvariabler, dvs. informasjon som viantar kan være av vesentlig betydning for tiltaksdeltakelse, men trolig avmindre betydning for varighet av arbeidsløshet i resultatperioden. Dissevariablene omfatter informasjon om hvilken type kurs det ble søkt omplass på, utfallet av søknaden (tilbud, avslag osv.), samt antall månedersom arbeidssøker i førperioden (dvs. fra januar 1989 til juni 1991).

Tabell 1 viser gjennomsnittsverdier for de viktigste forklaringsvaria.-blene og for bruttoledighet i førperioden og i resultatperioden, samt diffe-ransen mellom de to. Kolonne A viser gjennomsnittsverdier for hele utval-get. Som vi ser, tilbringes gjennomsnittlig 3,6 måneder på AMO-kurs i 10-pet av den 12 måneder lange tiltaksperioden. Gjennomsnittlig bruttoledig-het i førperioden er nesten 10 måneder — av 30 måneder totalt. I resultatpe-rioden er gjennomsnittlig bruttoledighet nesten 12 måneder. Kolonne Bgir tilsvarende tall for dem som har 0 måneder som ledige i resultatperio-den, dvs. de er verken helt ledig eller deltakere på tiltak. Kolonnene C, Dog E viser gjennomsnittsverdier for dem som er bruttoledige i hhv. 1-10måneder, 11-20 måneder og 21 måneder eller mer i løpet av den 30 mane-der lange resultatperioden.

5. EMPIRISK MODELLERING

Seleksjonsproblemet

Mulige utelatte variabler gjør at resultatene i enhver effektevaluering måvurderes med et kritisk blikk. Også vår studie bygger på antakelsen om atobservert suksess for ikke-deltakere kan brukes til anslå hvordan det villeha gått med deltakerne, dersom de ikke hadde deltatt. I det følgende gir vien kort innføring i hvorfor en enkel sammenlikning av faktisk suksess fordeltakere og ikke-deltakere, kan gi et skjevt bilde av tiltakseffekter (selek-sj ons skj evhet).

La den dikotome variabelen D i skille mellom arbeidssøkere som deltarpå tiltak i tiltaksperioden, D 1.1, og arbeidssøkere som ikke deltar, D i=0.La den kontinuerlige, latente variabelen Y* it, angi omfang av arbeids-

165

ledighet i løpet av periode t for individ i - dersom individ i ikke deltar påtiltak. Faktisk omfang av arbeidsledighet er gitt ved Y it .

Tabell 1. Kjennetegnsverdier etter varighet av brutto arbeidsløshet iresultatperioden

Alle Varighet av bruttoledighet i resultatperioden

Kjennetegn:A: Alle

(n.3683)B: 0 mnd

(n=763)C: 1-10 mnd

(n=1144)D: 11-20 mnd

(n=881)E: 21+ mnd

(n=893)

Mann (pst) 0,45 0,29 0,42 0,50 0,58

Kvinne (pst) 0,55 0,71 0,58 0,50 0,42

Utdanning (pst):- grunnskole 0,16 0,13 0,13 0,19 0,20

- 1-2 ar VGS 0,44 0,40 0,42 0,42 0,47

- fullført VGS 0,34 0,38 0,38 0,31 0,29

- univ. og høgsk. 0,07 0,09 0,06 0,08 0,05

Alder (5r) 33,16 33,59 31,90 33,06 34,49

Yrkeserfaring (pst):- 3-5 år 0,28 0,27 0,32 0,30 0,22

- 5-10 år 0,30 0,30 0,30 0,30 0,29

- 10 ar + 0,43 0,43 0,38 0,41 0,49

Arbeidsløshet lokalt (pst av arbeidsstyrken):

- hjemfylke 1990 4,46 4,47 4,46 4,48 4,45

- eget yrke 1990 5,49 4,71 5,4 5,69 6,07

- hjemfylke 1993 5,88 5,93 5,88 5,89 5,83

- eget yrke 1993 6,96 6,16 6,85 7,15 7,58

Bruttoledighet (ant mnd):

- *perioden 9,50 6,95 8,60 10,35 11,99

- resultatperioden 11,54 0,00 4,74 15,19 26,53

- endring fra «før» til «etter» 2,04 -6,96 -3,84 4,83 14,54

Tiltak i tiltaksperioden (ant mnd):

- AMO-kurs 3,63 3,42 3,90 4,10 2,99

- andre kvalifiseringstiltak 0,06 0,04 0,07 0,03 0,09

- sysselsettingstiltak 0,43 0,20 0,40 0,58 0,52

- diverse tiltak 1,60 0,30 0,92 1,35 3,83

166

Anta at effekten på Y it av å delta på tiltak er den samme for alle og likat i periode t. Når k er tiltaksperioden får vi

Yit = Y* it + Di at for k < t

Yit Y* it for t < k

Vi er interessert i å beregne gjennomsnittlig effekt av tiltaket for dem somfaktisk deltar på tiltak. Denne er gitt ved

a t = E(Yit-Y*41D1=1)

Det grunnleggende problemet er selvfølgelig at vi ikke observerer hverenkelt person som både deltaker og ikke-deltaker. Derfor bruker vi Y it

(=y* it) for ikke-deltakerne, som et mål på hva Y* it ville ha vært dersomde ikke hadde deltatt. For perioder etter tiltaket, t > k, har vi

E(Yit1D i=1) E(YitID i=0) = a t + [E(Y* it1D i=1) — E(Y* it1Di=0)] (1)

Den observerte gjennomsnittsforskjellen mellom deltakere og ikke-delta-kere skyldes både en effekt av tiltaket og en eventuell forskjell dersomingen hadde deltatt. Vi kan altså beregne effekten at tiltaket for deltakerne,at, ved å se på forskjellen i gjennomsnittlig observert Y-verdi hvis og barehvis det forventede utfall er det samme for begge grupper gitt ikke-delta-kelse, dvs. når differansen i hakeparentesen på høyresiden av likhetstegneti (1) er lik null.

Brudd på forutsetningen om konstant effekt, for eksempel hvis det erslik at de som deltar, har større utbytte av tiltaket enn hva de som ikke del-tar ville ha hatt, vil føre til at vi feilvurderer (overvurderer) effekten av til-tak for ikke-deltakere. For vårt formål, nemlig å anslå effekten for delta-kerne, er det av større betyding at ikke-deltakerne simulerer utfallet fordeltakerne dersom de ikke hadde deltatt (kontrollert for observerte kjenne-tegn). Brudd på denne forutsetningen kalles seleksjon. Seleksjon innebæ-rer med andre ord at hakeparentesen i likning (1) ikke er lik nu11. 6

6 For det tilfellet at deltakelse på tiltak måles ved varighet av tiltak, er seleksjonsproblemetto-delt: seleksjon til tiltak eller ikke-tiltak, og seleksjon til tiltak av ulik varighet (gitt del-takelse). Med flere typer av tiltak får vi tillegg potensielt ulike seleksjonsmekanismer påtvers av tiltak.

167

Modellering av tiltakseffekter

I våre estimerte modeller spesifiseres fire typer av tiltak. Hver type er re-presentert ved en tilnærmet kontinuerlig fordelt variabel, nemlig antallmåneder på tiltak i tiltaksperioden. Dette åpner for at effekten av å deltapå tiltak kan variere med tiltakstype. Ved a anta at antall måneder for hverttiltak inngår lineært i relasjonen for Y forutsetter vi imidlertid at margi-naleffekten av en ekstra enhet er konstant for hver tiltakstype. 7

Anta at omfanget av arbeidsløshet er en lineær funksjon av individuelleog markedsrelaterte kjennetegn, X it, antall måneder på tiltak, Ti , og ikke-observerte forhold representert ved et stokastisk restledd Uit, med forvent-ning null og konstant varians. 8 Observert arbeidsløshet er da gitt vedbasismodellen:

yit xit + Ti a t + Uit

gitt E(Uit lXit) = E(U) = 0 (2)E(UitUit) = °ut for i=j (0 ellers)

Vår hovedhypotese er at deltakelse på tiltak bidrar til å redusere omfangeteller varigheten av arbeidsløshet og dermed også registrert bruttoledighet iden påfølgende perioden. Det innebærer at at < O.

Med utgangspunkt i denne relasjonen kan problemet med seleksjons-skjevhet avgrenses til situasjoner der Ti er korrelert med restleddet Uit . Så-lenge E(UitlXTi) ikke er uavhengig av Ti, vil minste kvadraters metode(MKM) gi et forventningsskjevt estimat på tiltakseffekten siden

7 Gitt at vi ikke observerer negative verdier på tiltaksvariablene, men bare null og et posi-tivt antall måneder, er tiltaksvariablene strengt tatt venstreside-sensurerte. For å ta hensyntil dette er det også estimert modellvarianter med gruppert tiltaksvarighet (0, 1-3, 3-5 må-neder osv) og med dikotome tiltaksvariabler (deltakelse versus ikke-deltakelse) — bådefor AMO-kurs og for de andre tiltakene. Disse modellene gir dårligere foyning enn analy-sene som det rapporteres fra her. Dikotome tiltaksvariabler er generelt sjeldnere signifi-kante enn tiltaksvariabler som angir antall måneder.

8 j vårt konkrete tilfelle er den avhengige variabelen Y it strengt tatt ikke kontinuerlig for-delt, men kan anta maksimalt 31 verdier, begrenset nedover til 0 måneder og oppover til30 måneder (30 = varighet av resultatperioden). Det er gjort analyser med sensurert ven-stresidevariabel (Tobit). Disse ga generelt ikke bedre foyning, heller ikke flere signifi-kante parameter eller mer tilforlatelige resultater og presenteres ikke her.

168

E(YitlXit,Ti) Xit 13 + T at

En stokastisk sammenheng mellom Uit og Ti kan oppstå som følge avmange forhold knyttet til selvseleksjon og administrativ utvelgelse. Til-taksdeltakelsen antas å være en funksjon av observerbare kjennetegn Z i,

seleksjonsvariabler, og uobserverte forhold V i :

Ti =Zi y+V i der E(VIZ) E(V i) = 0E(VV) = ov for i=j (0 ellers) (3)

Zi-vektoren vil typisk også inneholde variabler av betydning for framtidigarbeidsløshet, dvs. kjennetegn inneholdt i X it .

En eventuell korrelasjon mellom U. og Ti kan føres tilbake til enten (a)avhengighet mellom Zi og Uit eller til (b) avhengighet mellom V i og Uit . Ievalueringslitteraturen betegnes (a) som et tilfelle med observerbar selek-sjon, mens i (b) er seleksjonen også påvirket av uobserverte variabler(Heckman og Hotz, 1989). De to seleksjonsprosessene krever ulik økono-metrisk modellering. I tilfellet med (kun) observerbare seleksjonsvariablerer det tilstrekkelig å inkludere Z-variablene på høyre side av suksessrela-sjonen. Siden restleddet blir uavhengig av tiltaket som skal evalueres, girMKM konsistente estimatorer. Men i praksis er det svært vanskelig å av-gjøre hvorvidt seleksjonen er tilstrekkelig presist forklart ved hjelp av deseleksjonsvariablene som er tilgjengelig. Vår analyse inneholder derforogså andre modellspesifikasjoner, basert på eksplisitte forutsetninger omrestleddsstrukturen.

Mulighetene for å kontrollere for seleksjon avhenger av hvordan utvel-gelsen skjer, og hvilke antakelser og forutsetninger vi gjør om denne ut-velgelsen, samt tilgangen på data. Deltakelse på tiltak er til en viss grad enfrivillig sak, som arbeidssøkerne selv bestemmer — ut fra hvilke alternati-ver som foreligger. For alle tiltak gjelder visse kvalifikasjonskrav, og fornoen tiltak er etterspørselen større enn tilbudet, slik at arbeidskontoret mårasjonere tiltaksplassene. Grupper av arbeidssøkere prioriteres til uliketyper av tiltak, men mye er overlatt til hvert enkelt arbeidskontor når til-taksplasser skal fordeles. Med fire typer av tiltak og med deltakelse avulik varighet, ligger det an til bli en temmelig komplisert analyse dersomutvelgelse til tiltak skal modelleres eksplisitt. For å forenkle modellpre-

169

sentasjonen spesifiseres kun én type tiltak, målt ved antall måneder på til-tak i tiltaksperioden, Ti > O. I avsnittene som følger gis en kortfattet fram-stilling av modellvarianter som blir brukt i vår empiriske analyse; seHeckman og Hotz (1989) for en nærmere drøfting av alternative modell-forutsetninger og tester.

Lineær-kontroll-modell (LC)

Modellen bygger på antakelsen om at de observerte (seleksjons)varia-blene forklarer tiltaksdeltakelse otiltrekkelig godt», slik at restleddet U.betinget på Z. er uavhengig av Ti :

E(UitITi>0,Xit,Zi) = E(UitITi=0,Xit,Zi) E(UitlXit,Zi) (4)

Dersom E(UitlXZi) er lineær i Xit og Zi, kan vi redefinere modellen slikat vi får et restledd Uit ' som er normalfordelt og med forventning null —for alle verdier av Ti . Når Cit =(Xit,Zi) og U' Uit — E(Uit IC) kan (2)skrives

Yit = C it Ti a t + U' it (5)

Ved å inkludere Zi i modellen vil ikke restleddet lenger være korrelert medTi, og MKM vil gi konsistente estimatorer fordi E(U' itIC it,Ti) = E(UitIC it)— E(E(UitICit)) O. Når vi seinere presenterer resultater for LC-modellener det en variant av relasjon (5) det refereres til.

Som seleksjonsvariabler Zi inkluderes et sett av dummy-variabler forhvilket kurs personen søkte om plass på høsten 1991; totalt 177 kursdum-mies etter faglig innhold og kursnivå. Videre inngår seks dummies somfanger opp sju mulige utfall av denne søknaden: (i) inaktivert, dvs. at SO-keren av ulike grunner strykes av listen over aktuelle søkere; (ii) kursetavlyst; (iii) avslag; (iv) tilbud om plass, men søker sier nei-takk; (v) tilbudakseptert, men kurset avbrytes fordi deltakeren får jobbtilbud; (vi) tilbudakseptert, men kurset avbrytes på av andre grunner; og (vii) kurset fullfø-res. Motivasjonen for å inkludere disse kjennetegnene er at den kurstypenman opprinnelig søkte, vil være av betydning for om man får tilbud omplass eller ikke den samme høsten. I tillegg kan både kurstype og utfall av

170

den første søknaden fange opp kjennetegn ved personen som kan være avbetydning for seinere deltakelse på kurs; både tilbøyelighet til å søke ogsannsynlighet for å få plass på kurs. Kurstype og utfall av søknad kan ogsårepresentere individuelle kjennetegn og markedsrelaterte forhold av be-tydning for mulighetene for å finne en jobb. Videre inngår antall månedersom arbeidsløs i førperioden, dvs. fra januar 1989 til juni 1991, fordelt påantall måneder som helt ledig, antall måneder på AMO-kurs, på andrekvalifiseringstiltak, på sysselsettingstiltak og på «diverse tiltak».

Simultan estimering av AMO-deltakelse og arbeidsløshet

Det er lett å finne eksempler på uobserverte kjennetegn som kan påvirkebåde deltakelse på tiltak og framtidig arbeidsløshet, slik at det eksistereren korrelasjon mellom V i og Uit . Sosial bakgrunn, motivasjon og pågangs-mot er nærliggende eksempler på slik uobservert heterogenitet. Tiltaks-effekt kan da estimeres simultant med deltakelse ved hjelp av sannsynlig-hetsmaksimering. Våre estimeringsresultater fra en simultan modell i av-snitt 6 bygger på antakelsene at begge restleddene i (2) og (3) er normal-fordelt med konstant varians og kovarians.

Fast-effekt-modell (FE)

Denne modellspesifikasjonen bygger også på at ikke-observerte kjenne-tegn påvirker både deltakelse og senere arbeidsløshet. Dersom den uob-serverte forskjellen mellom deltakere og ikke-deltakere er konstant overtid, kan at estimeres forventningsrett ved å betrakte endring i arbeidsløs-het. Anta at restleddet U. kan dekomponeres i et tidsinvariant individspe-sifikt element coi og et «ekte hvit støy»-element u it (konstant varians ogukorrelert over tid og mellom personer), som er ukorrelert med restleddet ideltakelseslikningen, dvs. V i :

Uit = wi ±

(6)

En eventuell korrelasjon mellom Ti og Uit er dermed knyttet til det førsteelementet, dvs. utelatte (seleksjons)variabler w i . For alle perioder s < k ogt > k har vi derfor

171

E(Uit — U islTi) E(coi + u it — co i — u is iTi) = E(u it — u is lTi) = 0 s<k < t

Fast-effekt elementet w i faller dermed bort når estimatoren for at utledesfra endring i utfall, dvs. forskjellen mellom Y is og Y it er gitt ved

AYit Ti at ± (Xit xis) (uit uis) (7)

Som det framgår av (7), inngår bare kovariater (X-variabler) som endrerseg fra periode s til periode t som høyresidevariabler i FE-modellen. Dess-verre har vi begrenset informasjon av denne typen; kun endringer i ar-beidsløshet i eget yrket og i hjemfylket inngår. FE-modellen gir derfor ge-nerelt dårligere føyning enn den andre modellen. Siden (u it — u is) repre-senterer ren hvit støy, vil for eksempel MKM på (7) gi en forventningsrettestimator for at. Fast-effekt-estimatorens gode egenskaper er med andreord betinget av at de forhold som skaper seleksjon til tiltak, har samme ef-fekt på utfallet Yit i perioden før — og i perioden etter tiltaket. Når vi i av-snitt 6 presenterer resultater for FE-modellen er det en variant av relasjon(9) det refereres 61. 9

Spesifikasjonstest

Basismodellen og en variant av LC-modellen testes ved hjelp av en såkaltpre training test, en før-periode-test. Her utnyttes informasjon om Y it, ogXit, for en periode t' forut for tiltaket, kombinert med informasjon omframtidig deltakelse. 1 ° Motivasjonen for testen er enkel. Dersom lengdenpå arbeidsløsheten i førperioden, betinget på observerte karakteristika, erkorrelert med framtidig deltakelse, forkastes modellen. En slik samvaria-

9 Et mindre restriktivt alternativ kan være å gi rom for at seleksjonskomponenten i restled-det U. endres over tid, men at denne ikke-observerte, personspesifikke endringen i Yforventningsmessig den samme fra periode til periode. I dette tilfellet kan det utledeskonsistente estimatorer på grunnlag av forskjeller i endringer i utfallet Y it mellom to peri-oder for tiltaket og to perioder etter tiltaket, dvs en såkalt tilfeldig-vekst (random growth)modell. Vårt datamateriale gir imidlertid ikke tilstrekkelig informasjon for å estimere enslik modell.

l c' For å kunne gjennomføre en tilsvarende test av FE-modellen kreves data for Yi for to for-utgående perioder før tiltaksperioden. Dette er teknisk mulig, gitt at vi en førperiode på30 måneder som kan deles i to. Det ville imidlertid gi langt mindre robuste indikatorvari-abler for arbeidsloshet.

172

sjon kan åpenbart ikke were en effekt av tiltaket og gir grunn til at anta atkorrelasjon i resultatperioden også er påvirket av uobserverte variabler.

Basismodellen og LC-modellen, blir altså forkastet dersom vi får signi-fikant estimat for at, basert på henholdsvis

Yit, Xit, (3 + Ti at, + Uit , for t' < k (k = tiltaksperiode) (2')

og

Yit, = C it., p + Ti at, +for t' < k (k = tiltaksperiode) (5')

6. RESULTATER

Tabell 2 viser estimerte koeffisienter for fire modeller med brutto arbeids-løshet i resultatperioden som avhengig variabel (antall måneder), og meddeltakelse på fire ulike typer av tiltak i perioden forut (antall måneder)som sentrale forklaringsvariabler. Modellene inkluderer individuelle kjen-netegn som avspeiler «menneskelig kapital» samt to kontekstvariablersom avspeiler sysselsettingsmulighetene målt ved arbeidsløsheten på detlokale arbeidsmarkedet. Referansepersonen er en kvinne på 30 år medfullført videregående skole (Vgs3) og 3-5 års yrkeserfaring. Personer medkortere yrkeserfaring er som nevnt ekskludert fra analyseutvalget. Alderer målt fra 30 år, tilnærmet lik gjennomsnittet. Arbeidsløshet i hjemfylkeog eget yrke er målt i prosent av hhv. arbeidsstyrken og alle sysselsatte.De estimerte koeffisientene for tiltak kan tolkes som gjennomsnittligemarginaleffekter. Ettersom utvalget består av søkere til AMO-kurs, foku-serer vi på effekten av deltakelse på AMO-kurs.

I første kolonne vises resultatene for Basismodellen. Menn har lengrebruttoledighet enn kvinner, mens lavere utdanning enn 3-årig videregå-ende gir lengre bruttoledighet. Jo eldre den arbeidssøkende er, jo lengre erbruttoledigheten. Jobberfaring bidrar til å redusere varigheten. Når detgjelder tiltakseffekter, finner vi at en ekstra måned på AMO-kurs i tiltaks-perioden gir en økning i forventet varighet av bruttoledighet i resultatperi-oden på 0,26 måneder, betinget på de øvrige forklaringsvariablene.

I andre kolonne vises resultatene for LC-modellen, der også seleksjons-variablene inngår. Effekten av en måned på AMO-kurs er nå noe lavere,

173

0,19, men fremdeles signifikant positiv. Seleksjonsvariablene fanger medandre ord opp en tendens til positiv seleksjon, ved at AMO-deltakerne igjennomsnitt har en arbeidsmarkedshistorie og kurskaraktetistika som in-dikerer en lengre arbeidsløshet i resultatperioden. LC-modellen har dess-uten en langt høyere R2 enn Basismodellen, 0,2938 mot 0,1974.

I tredje og fjerde kolonne vises resultatene fra den simultane estime-ringen. Seleksjonsvariablene inngår nå i deltakelseslikningen (kolonnefire), sammen med kjønn, utdanning, alder og yrkeserfaring. Effekten avén måned på AMO-kurs er nesten identisk med resultatet fra LC-model-len. Kovariansen mellom restleddene er svakt positiv, men ikke signifi-kant forskjellig fra null (1,1309 med estimert standardfeil 0,6653).

Resultatene fra fast-effekt-modellen er gjengitt i femte kolonne i tabell2. AMO-kurs-effekten er nå 0,18, hvilket igjen er svært lik effekten i LC-modellen.

Resultatene fra de fire modellvariantene er relativt stabile når det gjel-der både betydningen av individkjennetegn som alder, utdanning, yrkeser-faring osv. og effekten av deltakelse på AMO-kurs. Én ekstra måned påAMO-kurs i tiltaksperioden — gitt de øvrige spesifiserte kovariatene —O'er forventet varighet av bruttoledighet i resultatperioden med omlag 0,2måneder. Effekten er signifikant på 1 prosentsnivå i alle modellversjoner.Effekten er noe svakere i de tre modellversjonene som tar hensyn til selek-sjonen. Dette indikerer at Basismodellen har utelatte kjennetegn som erkorrelert både med ledighet i resultatperioden og med deltakelse på AMO-kurs. Den estimerte kurseffekten er imidlertid svært lik i lineær-kontroll-,den simultane og fast-effekt-modellen.

De andre tiltakene har tilsynelatende enda sterkere effekt på framtidigbruttoledighet. Unntaket er fast-effekt-estimatene for andre kvalifiserings-tiltak og sysselsettingstiltak der effektene er ikke-signifikante. Det erimidlertid grunn til å tro at seleksjonsproblemet er spesielt stort for dissetiltakene. AMO-søkere som deltok på andre tiltak bestod i hovedsak avpersoner som (i) ikke fikk tilbud om AMO-kurs og (ii) forble arbeidsle-dige utover i tiltaksperioden, dvs. som ikke fikk jobb eller skoleplass. Denhøye koeffisienten for «diverse tiltak» — som innebærer at én måned på til-tak øker påfølgende ledighet med én måned — må sees i sammenheng medat dette i hovedsak er tiltak for personer som (av Arbeidsmarkedsetaten)er klassifisert som yrkeshemmete, dvs. personer med relativt lange «til-takskarrierer» og svake sysselsettingsmuligheter.

174

abell 2. Arbeidsløshet (bruttoledighet) og deltakelse på tiltak. Antallmåneder. Fire modeller. Estimerte parametre (standardavvik).N=3683.

KjennetegnBasis-

modellLineær-

kontroll-modell

Simultanmodell

1)

Deltakelsepå AMO

1)

Fast-effekt-modell

Konstantledd 3,8188* 2) 4,4001** 3) -1,8140**(1,9610) (1,9388) (0,5660)

Mann 3,5951** 2,9024** 3,5516** -0,4114** 4)(0,3480) (0,40771) (0,3483) 0,1119

Grunnskole 2,7488*** 2,0481** 2,7028** -0,0989(0,4659) (0,4955) (0,4655) (0,1498)

Vgs 1 år 1,7811** 1,470** 1,7342** -0,1786(0,6141) (0,6191) (0,6134) (0,1956)

Vgs 2 år 1,5042** 1,3722** 1,4604** -0,1699(0,4171) (0,4177) (0,4168) (0,1328)

Vgs ukjent 2,2511** 1,6808** 2,2022** -0,1848(0,5035) (0,5186) (0,5032) (0,1623)

Univers. og høgskole 0,5857 0,5969 0,5623 -0,2832(0,6523) (0,6722) (0,6509) (0,2072)

Alder (ant år fra 30) 0,2807** 0,2053** 0,2844** 0,0163(0,0367) (0,0372) (0,0367) (0,0118)

Alder (ant år2 ) -0,0097** -030070** -0,0099** -0,0013*(0,0019) (0,0019) (0,0019) (0,0006)

Jobberf. 5-10 år -1,0253** -0,4880 -1,0523** -0,1636(0,4369) (0,4363) (0,4361) (0,1390)

Jobberf. 10 år + -2,7035** -1,4943** -2,7686** -0,4828**(0,5320) (0,5340) (0,5315) (0,1704)

Deltakelse på AMO-kurs (mnd) 0,2602** 0,1897** 0,1923** 5) 0,1792**(0,0417) (0,0444) (0,0567) (0,0488)

Andre kvalifiseringstiltak (mnd) 0,4676* 0,4453* 0,4808* 0,2901(0,2227) (0,2224) (0,2220) (0,2624)

Sysselsettingstiltak (mnd) 0,8037** 0,5444** 0,8124** -0,1869(0,1038) (0,1078) (0,1020) (0,1222)

Diverse tiltak (mnd) 1,0519** 1,0188** 1,0597** 1,1462**(0,0464) (0,0605) (0,0434) (0,0527)

Arbeidsløshet lokalt (pst av arbeidsstyrken /sysselsatte)

- hjemfylke 1993 (93-90) 0,3533 0,1312 0,3106 0,8205**(0,3110) (0,4211) (0,3080) (0,2645)

- eget yrke 1993 (93-90) 0,1685** 0,0628 0,1670** 0,1830(0,0546) (0,0572) (0,0544) (0,1843)

Utfall av søknad som kovariat nei ja nei ja neiKursdummies som kovariat nei ja nei ja neiAktivitet i førperioden som kovariat nei ja nei ja nei

Justert R2 0,1974 0,2938 0,6442 0,7046 0,1228

Noter: Parameterverdier merket ** og * er signifikante på hhv. 1 og 5 prosentsnivå (tosidig t-test). 1) De to rela-sjonene estimeres simultant; estimert kovarians er 1,1309 (estimert standardfeil: 0,6653, ikke signifikant). 2) Detestimeres ett konstantledd for hver type kurs (176) som det er søkere til. 3) I den simultane modellen er kursty-pene aggregert opp til 8 hovedtyper av kurs etter yrkesområde. 4) I fast-effekt-modelen estimeres endring i brut-toledighet fra førperioden til resultatperioden. Her inngår bare kovariater som endres over tid (fra 1990 til 1993).5) Her og i LC-modellen inngår kovariater for aktiviteter i førperioden: antall måneder helt ledig og på fire typeav tiltak

175

Spesifikasjonstest

Før-periode-testen indikerer seleksjonsskjevhet dersom bruttoledighet ifOrperioden er korrelert med deltakelse i den påfølgende tiltaksperioden,også etter at det er korrigert for observerbare kjennetegn som alder, utdan-ning og yrkeserfaring samt arbeidsløshet i eget hjemfylke og eget yrke i1990. For LC-modellen inngår også kurstype og kursstatus. Resultateneav før-periode-testene er gjengitt i vedleggstabell 2.

På samme måte som for resultatperioden, se tabell 2, er det en negativ kor-relasjon mellom utdanning og tidligere yrkeserfaring på den ene siden ogforventet bruttoledighet på den andre. For Basismodellen er parametrene forAMO-kurs og sysselsettingstiltak signifikante; for AMO-kurs er den riktig-nok liten, dvs. 0,07. Dette underbygger våre vurderinger om at Basismodel-len er beheftet med en positiv seleksjonsskjevhet. Sammenliknet med ikke-deltakere har de som deltar på AMO-kurs, uobserverte egenskaper som til-sier mer omfattende arbeidsløshet — uansett om de deltar på tiltak eller ikke.

Tilsvarende testing av LC-modellen, der også kurstype inngår, gir enlangt svakere indikasjon på at den positive effekten av AMO-deltakelseskyldes seleksjonsskjevhet. Koeffisient-estimatet er om lag 0,04 og ikkesignifikant. For seinere deltakelse på sysselsettingstiltak er imidlertid denpositive korrelasjonen mellom bruttoledighet i før-perioden og tiltaksdel-takelse signifikant også i LC-modellen.

Konklusjonen på disse testene er at heller ikke den spesifiserte LC mo-dellen fanger opp alle forhold som påvirker både deltakelse og arbeidsledig-het. For AMO-kurs er imidlertid korrelasjonen svak og ikke-signifikant. 11

Separate analyser for grupper av arbeidssøkere

For å sjekke stabiliteten i resultatene er samtlige modeller også estimertseparat for visse grupper: For menn og kvinner; for høyt og lavt utdan-nede, dvs. for dem med fullført videregående skole eller høyere utdanningog for dem med mindre utdanning; samt for korttids- og langtidsledige,dvs. for dem med 5 måneder eller mindre ledighetserfaring (brutto ledig-

11 j LC-modellen i tabell 2 inngår også aktivitet (arbeidsløshet mm) i før-perioden som ko-variat. I «pre-training-testen» skulle vi dermed hatt tilsvarende informasjon om periodenfør før-perioden. Denne typen informasjon mangler vi. Med aktivitet i perioden før førpe-rioden som kovariat, er det grunn til å tro at korrelasjonen mellom bruttoledighet og fram-tidig deltakelse ville vært svakere.

176

het) i løpet av den 30 måneder lange førperioden (januar 1989 - juni1991), og for dem med 6 måneder eller mer ledighetserfaring. I tabell 3 vi-ses hovedresultatene for estimert effekt av deltakelse på AMO-kurs foralle modellvarianter.

Hovedinntrykket er at resultatene er relativt stabile, ikke bare på tversav modeller, men også på tvers av grupper av arbeidssøkere. Resultatenefor Basismodellen antyder at «den perverse» effekten AMO-kurs er noesterkere for kvinner enn menn. Resultatene for LC-modellen og spesieltden simultane modellen understotter dette, mens 14E-modellen viser mot-satt tendens. For utdanningsnivå er resultatene mer sprikende, men det erlikevel små forskjeller i effekt. For langtids- og korttidsledige er det helleringen vesentlig forskjeller.

Tabell 3. Estimert effekt på arbeidsløshet (bruttoledighet) av deltakelsepå AMO-kurs (standardavvik i parentes). Separate analyserfor grupper av søkere til AMO-kurs.

GruppeBasis-

modellLineær-

kontroll-modell

Simultanmodell

Fast-effekt-modell

Alle 0,2602** 0,1897** 0,1923** 0,1792**(N=3683) (0,0417) (0,0444) (0,0567) (0,0488)

Menn 0,2057** 0,1627* 0,0852 0,2137**(N=1661) (0,0694) (0,0743) (0,1021) (0,0788)

Kvinner 0,2949** 0,2308** 0,2765** 0,1754**(N=2022) (0,0517) (0,0566) (0,0657) (0,0622)

Lav utdanning (ikke fullført Vgs) 0,2571** 0,2063** 0,1535* 0,1874**(N=2177) (0,0552) (0,0589) (0,0736) (0,0644)

Høy utdanning (minimum fullført Vgs) 0,2418** 0,1513** 0,2439** 0,1814**(N=1506) (0,0634) (0,0708) (0,0879) (0,0747)

Lite ledighetserfaring (0-5 mnd) 0,2327** 0,1691** 0,1506* 0,2243**(N=1490) (0,0597) (0,0653) (0,0836) (0,0592)

Noe eller mye ledighetserf. (6+ mnd) 0,2546** 0,1775** 0,1987** 0,2085**(N=2193) (0,0567) (0,0620) (0,0750) (0,0644)

Utfall av søknad som kovariat nei ja nei neiKursdummies som kovariat nei ja nei neiAktivitet i førperioden som kovariat nei ja nei nei

Noter: Parameterverdier merket ** og * er signifikante på hhv. 1 og 5 prosentsnivå (tosidig t-test). Se forøvrignoter til tabell 2. Komplette analyseresultater kan fås ved henvendelse til forfatterne.

177

7. KONKLUSJON

Våre analyser støtter ikke hypotesen om at deltakelse på AMO-kurs bidrartil å redusere forventet varighet (antall måneder) som arbeidsledig — somhelt ledig eller som deltaker på tiltak — i en påfølgende 30 måneders peri-ode. Faktisk finner vi klare tendenser til det motsatte: De som går lenge påtiltak i én periode, har mer omfattende ledighet i den påfølgende periodenenn de som går mindre på tiltak eller som ikke går på tiltak i det hele påtatt. Det er gjort en rekke analyser, for alternative modellspesifikasjonerog separat for utvalgte grupper, og resultatene er temmelig stabile.

Nå er det selvsagt vanskelig å konkludere med at «tiltak fører til ledig-het». Den positive samvariasjonen mellom deltakelse på tiltak og seinereledighet kan skyldes at deltakerne har uobserverte egenskaper som villegitt dem lengre arbeidsledighet, selv om de ikke hadde deltatt på tiltak.Spesielt er det grunn til å tro at en slik negativ seleksjon gjelder for AMO-søkere som i tiltaksperioden deltok på andre arbeidsmarkedstiltak. Selvom det i design og analyseopplegg er lagt stor vekt på å unngå at slik uob-servert heterogenitet gir seleksjonsskjevhet, kan det ikke utelukkes at deestimerte sammenhengene er beheftet med nettopp denne typen metode-problemer.

«Pre-training-testen» er kun i stand til å avdekke uobserverte forskjelleri ledighetsskapende faktorer som er stabile over tid. Når denne testen ikkeavdekker seleksjonsskjevhet i LC-modellen for deltakelse på AMO-kurs,har vi ikke bevist at denne feilkilden er fraværende. Tilsvarende byggerfast-effekt-modellen på at utelatte variabler som påvirker arbeidsmarkeds-tilpasningen, har den samme effekten i perioden før og etter tiltaksperio-den. En seleksjon der tilbud om kurs — og aksept hos søkeren — er bestemtav utsiktene til å få jobb eller skoleplass, vil ikke kunne avsløres av før-periode-testen. Fast-effekt-modellen vil i dette tilfellet heller ikke sikre atrestleddet er ukorrelert med tiltaksdeltakelse. Likevel, stabiliteten i kurs-effekten på tvers av modellspesifikasjoner, passering av spesifikasjonstes-ten og den svake korrelasjonen mellom restleddene i den simultane mo-dellen, indikerer at seleksjonsskjevheten ikke er stor i vår studie.

Det finnes mange forklaringer på hvorfor deltakelse på aktive arbeids-markedstiltak kan føre til uendret eller mer omfattende bruttoledighet, jfrdiskusjonen i avsnitt 3. En svak kompetanseeffekt av tiltakene er åpenbarten mulig grunn. Den ugunstige konjunktursituasjonen på begynnelsen av

178

1990-tallet kan ha ført til at kompetanseeffekten av arbeidsmarkedstiltakvar mindre enn den ville ha vært under gunstigere og mer normale kon-junkturforhold. 12 Videre kan vi ikke utelukke at deltakelse på arbeidsmar-kedstiltak fører til redusert jobbsøking — ikke bare i den perioden man erpå tiltak, men også i perioden etter. Det vil si at tiltakene har en slags inn-låsningseffekt ved at deltakerne er mer orientert i retning av å delta påflere tiltak enn i retning av det ordinære arbeidsmarkedet. Okt reserva-sjonslonn er en annen mulig sideeffekt av å gå på arbeidsmarkedstiltak,som i praksis har samme effekt på vår avhengige variabel (varighet av le-dighet) som «innlåsningseffekten». Deltakelse på tiltak kan føre til at ar-beidssøkerens krav til akseptable jobber øker, ikke bare når det gjelderlønn, men også arbeidets art og arbeidsbetingelser forøvrig. Likevel, øktkompetanse må forventes å øke sysselsettingen selv om den arbeidssø-kende blir noe mer kresen.

Selv om vi finner at deltakelse på tiltak ikke reduserer varighet av brut-toledighet, er det ikke dermed sagt at deltakelse på tiltak ikke øker syssel-settingen. Det er fullt mulig at for eksempel deltakere på AMO-kurs kanvære både «mer sysselsatte» og «mer arbeidsløse» enn ikke-deltakere.Forklaringen ligger i at kursdeltakelse kan gi høyere yrkesaktivitet — her-under en høyere meldetilbøyelighet som arbeidsløs, dvs. at deltakelse påtiltak har en registreringseffekt. I så fall har man oppnådd et delmål forden aktive arbeidsmarkedspolitikken, nemlig å knytte arbeidsløse arbeids-søkere sterkere til arbeidsmarkedet og forhindre tilbaketrekning og utst0-ting. Samtidig peker dette på en svakhet ved å bruke registrert arbeidsløs-het som suksesskriterium, siden en effekt som bidrar til å realisere et avmålene ved tiltaket, registreres som et negativt utfall.

Resultatene av denne analysen bør derfor sammenholdes med andre ty-per av analyser som benytter andre suksesskriterier. Deler av det datama-

12 På denne tiden var arbeidsledigheten relativt høy og økende. Registrert ledighet begynte 'åØke tidlig i 1988 og kuliminerte før årsskiftet 1993-94. Som forventet ut fra sesongvaria-sjonene i ledighet, økte ledigheten fra mai til juli 1991, dvs fram mot søketidspunktet forvårt materiale. Deretter gikk den ned i september og oktober for så å øke utover vinteren,som forventet. I løpet av det etterfølgende år nådde vi bunnen av konjunkturen, opp-gangen var osynlig» allerede mot slutten av 1993 og befestet seg ytterligere i løpet av1994. For våre analyser innebærer dette at utvalget neppe er dominert av «den hardekjerne» som er arbeidsløs også i en høykonjunkturperiode, men tvert i mot trolig ogsåomfatter arbeidstakere som først ble arbeidsløse da ledigheten rammet bredt.

179

terialet som denne analysen bygger på, har vært analysert tidligere i stu-dier med fokus på sammenhengen mellom jobbsannsynlighet (selvrappor-tert) og deltakelse på AMO-kurs. Raaum og Torp (1993a) konkluderermed at sannsynligheten for å være i jobb på et gitt tidspunkt 6 månederetter kursslutt, er store for dem som har fått tilbud om kursplass enn fordem som har fått avslag på søknad om kursplass. På lengre sikt, 12 måne-der etter kursslutt, er resultatene mer uklare og modellavhengige. Det serut til at etter 12 måneder er sysselsettingseffekten av å fullfore AMO-kurssignifikant bare for visse kurstyper — for eksempel såkalte kvalifiserings-kurs (Raaum, Torp og Goldstein, 1995) samt kurs med oversøking(Raaum, Torp og Goldstein, 1994) og for visse grupper av deltakere — sær-lig for menn og for deltakere med omfattende ledighetserfaring.

I en nyere studie basert på det samme materialet fokuseres det på sam-menhengen mellom arbeidsinnntekt (registerbasert) og deltakelse påAMO-kurs. Raaum og Torp (1997) viser at kurs-deltakelse høsten 1991 haren positiv effekt på arbeidsinntekten i 1994, og i noe mindre grad på inntek-ten i 1993. Dette indikerer at en eventuell sysselsettingseffekt ikke avtarover tid. Konjunkturfasen kan imidlertid også forklare en sterkere effekt i1994 enn i 1993. Samlet sett viser disse analyseresultatene at registrerings-effekten trolig er en viktig forklaring på resultatene i foreliggende studie.

På samme måte som den internasjonale evalueringslitteraturen, gir hel-ler ikke norske effektevalueringer entydige svar på hvilke typer effekteraktive arbeidsmarkedstiltak har for deltakerne. Det er blant annet behovfor mer kunnskap om hvem blant alle arbeidssøkere som deltar på tiltak,hvilken betydning konjunkturfase har, både for seleksjon til tiltak og forforskjeller i tilpasning mellom deltakere og ikke deltakere, samt hvilkekonsekvenser deltakelse på tiltak har på riktig lang sikt, 3-5 år, for eksem-pel når det gjelder yrkesaktivitet. Det er også fremdeles mange uløste me-todespørsmål. Enhver ikke-eksperimentell effektevaluering bygger på an-takelser. Tilgang på bedre data, herunder registerdata som dekker langeperioder, vil gjøre det mulig å teste kritiske modellforutsetninger. Selv omarbeidsledigheten er på vei nedover og nivået på arbeidsmarkedstiltakeneer lavere enn tidligere, er ytterligere kunnskap om effekter av arbeidsmar-kedspolitikken viktig. Historiske erfaringer er verdifulle når en skal vur-dere hvordan en ny oppgang i arbeidsløsheten skal møtes med arbeids-markedspolitiske tiltak.

180

Vedleggstabell 1. Antall måneder som helt ledig i tre delperioder forbrutto- og nettoutvalget. Gjennomsnittlig antallmåneder på fire ulike typer av tiltak i tre delperio-der for brutto- og nettoutvalget. Måneder og pro-sent.

Utvalg:

Bruttoutvalg (n 12 634) Nettoutvalg (n = 5 073)

Periode:

Førperioden Tiltaksperioden Resultatperiod Før-perioden Tiltaksperioden Etter-perioden1/89-6/91 7/91-6/92 en 1/89-6/91 7/91-6/92 7/92-12/9430 mnd 12 mnd 7/92-12/94 30 mnd 12 mnd 30 mnd

30 mnd

Helt ledig

- gjenomsnitt (mnd) 4,95 2,58 4,90 4,77 2,41 4,36

- 0 mnd (pst) 26,0 30,1 33,9 25,6 30,1 34,9

- 1-3 mod (pst) 28,7 42,4 22,6 29,3 44,6 23,5

- 4-8 mnd (pst) 23,1 21,4 20,4 22,5 19,8 21,0

- 9 + mnd (pst) 22,1 6,0 23,1 22,6 5,5 20,6

Deltatt på AMO-kurs

- gjennomsnitt (mnd)

på kvalifiseringstiltak

2,11 3,17 2,08 2,12 3,66 2,07

- gjennomsnitt (mnd)

på sysselsettingstiltak

0,17 0,06 0,24 0,17 0,07 0,28

- gjennomsnitt (mnd)

på «diverse» tiltak

0,71 0,41 1,30 0,74 0,41 1,36

- gjennomsnitt (mnd) 0,81 1,16 2,62 0,85 1,27 2,89

181

Vedleggstabell 2. For-periode-test: Varighet av arbeidsløshet (brutto-ledighet) i forperioden og seinere deltakelse påAMO-kurs. Antall måneder. Estimerte parametre(standardavvik i parentes). N=3683.

KjennetegnBasis-

modellLC-

modell-

Konstantledd 3,4067** 1)(1,0885)

Mann 1,9787** 1,7168**(0,3027) (0,3464)

Grunnskole 0,8742* 1,2163**(0,3917) (0,4171)

Vgs 1 år 0,9170 0,5944(0,5172) (0,5227)

Vgs 2 år 0,1953 0,2245(0,3512) (0,3527)

Vgs ukjent 1,6551** 1,6913**(0,4243) (0,4355)

Univers. og høgskole -0,4944 -0,5398(0,5487) (0,5669)

Alder (ant år fra 30) 0,2766** 0,2774**(0,0309) (0,0308)

Alder 2 (ant år') -0,0102** -0,0102**(0,0016) (0,0016)

Jobber). 5-10 år -1,3316** -0,9466**(0,3681) (0,3680)

Jobberf. 10 år + -3,5967** -3,2714**(0,4482) (0,4473)

Deltakelse på AMO-kurs (mnd) 0,0744* 0,0404(0,0348) (0,0374)

Andre kvalifiseringstiltak (mnd) 0,1824 0,1519(0,1876) (0,1877)

Sysselsettingstiltak (mnd) 1,0050** 0,9828**(0,0875) (0,0892)

Diverse tiltak (mnd) -0,0458 -0,0439(0,0381) (0,0419)

Arbeidsløshet lokalt (pst av arbeidsstyrken (sysselsatte)

- hjemfylke 1990 1,0605** 1,1900**(0,2152) (0,3184)

- eget yrke 199 (1 0,2405** 0,2197**(0,0528) (0,0554)

Utfall av søknad som kovariat nei jaKursdummies som kovariat nei jaAktivitet i *perioden som kovariat nei nei

Justert R 2 0,0890 0,1930

Noter: ** og * angir signifikans på hhv. 1 og 5 og prosentsnivå (tosidig t-test). 1) Det estimeres ett konstantleddffor hver type kurs.

182

Referanser:Ackum, S. (1991) «Youth Unemployment, Labour Market Programmes and Subsequent

Earnings» Scandinavian Journal of Economics, 93:531-453.Arbeidsdirektoratet (1996) Kvartalsrapport om arbeidsmarkedet nr 1, 1996.Ashenfelter, O. (1986) The Case for Evaluating Training Programs with Randomized Trials

Working paper No 203, Princeton University.Axelsson, R. (1992) Arbetsmarknadsutbildningens privat- och samhällsekonomiska effekter,

EFA, Arbetsmarknadsdepartementet, Stockholm.Barnow, B. S. (1987) «The impact of CETA programs on Earnings: A review of the Litera-

ture» Journal of Human Resources, XXII:157-193.Björklund, A. (1994) «Evaluations of Labour-Market Policy in Sweden» International Jour-

nal of Manpower, 15:16-31.Bowers, N. og F. W. Horwarth (1984) «Keeping Time: An Analyses of Errors in the Measu-

rement of Unemployment Duration» Journal of business and Economic Statistics,2:140-149.

Breen, R. (1991) «Assessing the Effectiveness of Training and Temporary Employment She-mes: Some Resutlts from the Youth Labour Market» The Economic and Social Re-view, 22:177-198.

Bradburn, N.M. og S. Sudman (1991) «The current Status of Questionnaire Design0iBiemer, P. P., R. M. Groves, L. E. Lyberg, N. A. Mathiowetz og S. Sudman (red) Me-asurement Errors in Surveys, Wiley, New York.

Burtless, G. og L.L. On (1986) «Are Classical Experiments Needed for manpower Policy?»Journal of Human Resources, XXI:606-639.

Dahlberg, A. (1978) «Geografisk rørlighet — sociala och ekonomiska effekter» i: SOU1978:60 Arbetsmarknadspolitik i förändring, Stockholm.

Dahlström, G. (1974) «Arbetsmarknadsutbildning» i: SOU 1974:29 Att utvärdera arbets-marknadpolitik, Stockholm.

Edin, P. A. (1988) Individual Consequences of Plant Closures Department of Economics,Uppsala University.

Eisenhower, D., N. A. Mathiowetz, og D. Morgenstein (1991) «Recall error: Sources and biasreduction techniques» i Biemer, P. P., R. M. Groves, L. E. Lyberg, N. A. Mathiowetzog S. Sudman (red) Measurement Errors in Surveys, Wiley, New York.

Fraker, T. og R. Maynard (1987) «The Adequacy of Comparison Group Designs for Evalua-tions of Employment-Related Programs» The Journal of Human Resources,XXII: 194-227.

Hardoy, I. (1994) LOnnstilskuddsordninger i Norge: En evaluering Rapport 94:5 Institutt forsamfunnsforskning.

Hardoy, I., M. Røed, H. Torp, S. Try (1994) «Arbeidsmarkedstiltak — har de noen effekt?»SosialOkonomen nr 4: 6-15.

Heckman, J. J. (1992) «Randomization and Social Policy Evaluation» i Manski, C.F og I.Garfinkel (red) Evaluating Welfare and Training Programs, Harvard Universitypress, Cambridge, Massachusetts.

183

Heckman, J. J. and V. J. Holz (1989) «Choosing Among Alternative Nonexperimental Met-hods for Estimating the Impact of Social Programs: The Case of Manpower Training»Journal of the American Statistical Association, 84:862-874.

Heckman, J. J. and R. Robb (1986) «Alternative Methods for Solving the Problem of Selec-tion Bias in Evaluating the Impact of Treatments on Outcomes» i Wainer, H. (ed)Drawing inferences from Self-Selected Samples, Springer, New York.

Heckman, J. J. og J. Smith (1993) «Assessing the Case for Randomized Evaluation of SocialPrograms» i Measuring Labour Market Measures. Proceedings from the Danish Pre-sidency Conference, Ministry of Labour, Denmark.

Hernæs, E., O. Raaum og H. Torp (1991) «Opplæring gir bedre jobbmuligheter for arbeids-løse» Søkelys på arbeidsmarkedet, 8:17-23.

Hernæs, E. og S. Strøm (1995) Arbeidsledighet og jobb 1989-1992 SNF-Rapport nr 37/95,Stiftelsen for samfunns- og næringslivsforskning, Oslo.

Holt, D., J.W. McDonald og C. J. Skinner (1991) «The Effect of Measurement error onEvent History analysis» i Biemer, P. P., R. M. Groves, L. E. Lyberg, N. A. Mathio-wetz og S. Sudman (red) Measurement Errors in Surveys, Wiley, New York.

Jensen, P., P. J. Pedersen, N. Smith og N. Westergård-Nielsen (1993) «The effects of labourmarket training on wages and unemployment. Some Danish results» i Bunzel, H., P.Jensen og N. Westergård-Nielsen (red) Panel Data and Labour Market Dynamics,North-Holland, Amsterdam.

Kjellman, S. (1975) Arbetsmarknadsutbildningens effekter på inkomsOdelning och resur-sanvändning, Riksdagens revisorers kanseli, Granskningspromemoria nr 9.

Lalonde, R. (1986) «Evaluating the Econometric Evaluations of Training Programs with Ex-perimental Data» American Economic Review, 76:604-620.

Lanager, K. (1996) Ledige på kursus. Effekter av specialarbejderkurser vurderet ved et ek-speriment Rapport nr 96:9, Socialforskningsinstituttet, Kobenhavn.

Moe, A. (1996): Fra ledighet til sysselsetting? En analyse av Arbeidsmarkedsopplceringabasert på K1RUT-data Hovedoppgave i statsvitenskap. Trondheim: Norges Teknisk-Naturvitenskapelige Universitet.

Moe, A. (1997): «Fra ledighet til sysselsetting? En analyse av Arbeidsmarkedsopplæringabasert på KIRUT-data» Søkelys på arbeidsmarkedet 14:43-54.

OECD (1993): Employment Outlook 1993, Paris: OECD.OECD (1994) The OECD Jobs Study: Facts, Analysis, Strategies, Paris: OECD.OECD (1996) Employment Outlook 1996, Paris: OECD.Poterba, J. M. og L. H. Summers (1984) «Response Variation in CPS: Caveats for the Unem-

ployment Analyst» Monthly Labor Review, 107:37-43.Regnér, H. (1993) «Choosing among alternative non experimental methods for estimating

the impact of training: new Swedish evidence» Mimeo, the Swedish Institute for So-cial Research, University of Stockholm.

Raaum, O. (1991) «Arbeidsmarkedskurs — effektivt tiltak mot arbeidsløshet ?», Norsk Øko-nomisk Tidsskrift, 105: 229-251.

Raaum, O. og H. Torp (1993a) «AMO-kurs: Hvem søker, hvem får plass og hvem får jobb

etterpå?» Søkelys på arbeidsmarkedet, 10:119-126.

184

Raaum, O. og H. Torp (1993b) Evaluering av AMO-kurs: Sysselsettingseffekter og seleksjonRapport 72/93, Stiftelsen for samfunns- og næringslivsforskning.

Raaum, O. og H. Torp (1997) Labour Market Training in Norway — Effects on Earnings,SNF-Report 46/97 Stiftelsen for samfunns- og næringslivsforskning.

Raaum, O., H. Torp og H. Goldstein (1994) Experiments in Manpower Policy Evaluations:The Case for Simple Estimators? Experiences from a Norwegian Study of LabourMarket Training Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, nr 5.

Raaum, O., H. Torp og H. Goldstein (1995) Employment Effects of Labour Market Trainingin Norway Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, nr 8, Univeristetet i Oslo.

Torp, H. (1993) «Evaluering av arbeidsmarkedstiltak. Sysselsettingseffekter, rekruttering ogfortrengning» NOU 1993:6 Aktiv arbeidsmarkedspolitikk. Vedlegg 1.

Torp, H. (1994) «The impact of training on employment: Assessing a Norwegian labourmarket programme» The Scandinavian Journal of Economics, 96:531-550.

Try, S. (1993a) Effects of a youth labour market programme in Norway Rapport 93:7 Insti-tutt for samfunnsforskning, Oslo.

Try, S. (1993b) Evaluering av arbeidsmarkedstiltak rettet mot unge ledige. Rapport 93:17Institutt for samfunnsforskning.

Utne, H. og E. Vassnes (1995) Kopling av A/A- og LTO-register. Dokumentasjon av kvalitetog konsistens i begrep Notater nr. 95/2, Statistisk sentralbyrå.

Westergård-Nielsen, N. (1993) «Effects of Training: A Fixed-Effect Model» i MeasuringLabour Market Measures. Proceedings from the Danish Presidency Conference,Ministry of Labour, Denmark.

White M. og J. Lakey (1992) The Restart Effect. Does active labour market policy reduceunemeployment?, Policy Studies Institute, London.

Zweimüller, J. and R. Winter-Ebmer (1996) «Manpower Training Programmes and Employ-ment Stability» Economica, 63:113-130.

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 111 (1997), 185-206

OM MALING AV SAMFUNNSØKONOMISKE KOSTNADERVED OKT OFFENTLIG RESSURSBRUK

av Lars 1-15konsen og Lars Mathiesen*

Holmøy og Strøm (1997) har beregnet samfunnsøkonomiske kostnader avoffentlig ressursbruk ved hjelp av modellen MSG-6. De presenterer tall forhusholdningenes konsumtap av størrelsesorden 0,7-0,8 per krone øktoffentlig konsum. Det at privat konsum reduseres mindre enn økningen ioffentlig konsum kan i utgangspunktet virke overraskende.

Ved sammenligning av økt offentlig konsum og privat velferdstap i ennumerisk modell er det flere forhold som kan forklare slike resultater Idenne artikkelen fokuseres det på følgende to hovedspørsmål: i) Reflekte-rer en viss økning i offentlig konsum den reelle økning i skattebelastningfor privat sektor? ii) Hvordan kan vi måle reduksjonen i privat velferd slikat de underliggende realøkonomiske kostnader og effektivitetstap blir syn-liggjort?

Disse spørsmålene analyseres ved hjelp av en enkel generell likevekts-modell. Ved tilsvarende antagelser om husholdets preferanser som i MSG-6, finner vi et marginalt effektivitetstap på 7,5% ved økt prisvridende be-skatning. Dette tallet er imidlertid meget sensitivt overfor substitusjons-elastisiteten mellom fritid og varekonsum. Dersom det velges en substitu-sjonselastisitet stor nok til å gi positiv tilbudselastisitet for arbeid, gir vårmodell et marginalt effektivitetstap på rundt 50%.

1. INNLEDNING

Hvor store verdier fortrenges i privat sektor av økt offentlig ressursbruk?Dette spørsmålet er temaet i en analyse utført i Statistisk Sentralbyråbasert på modellen MSG-6 (Holmøy og Strøm, 1997). Hovedkonklusjo-

* Artiklen er en omarbeidet versjon av SNF-Rapport 32/97, som ble utarbeidet på oppdragfra Kostnadsberegningsutvalget. To anonyme konsulenter takkes for konstruktive kom-mentarer og kritikk.

186

nen er at dersom det offentlige øker sitt kjøp av varer og tjenester med100 millioner kroner, reduseres privat konsum i størrelsesorden 75-80millioner kroner avhengig av finansieringsmåte. Ved første øyekast virkerdette nærmest «naturstridig» siden tallene indikerer en slags positiv multi-plikatoreffekt ved økt skattefinansiert offentlig konsum. I prinsippetskulle man forvente at en økning i offentlig ressursbruk, finansiert vedprisvridende skatter, påfører økonomien et clOckektstap (effektivitetstap). Idette begrepet ligger det at det påløper et ekstra tap ut over den reneinntektsoverføringen fra privat til offentlig sektor. Dermed forventer mankanskje at privat konsum fortrenges med mer enn økningen i offentligressursbruk.

I denne artikkelen gjennomføres en tilsvarende analyse basert på enmeget enkel likevektsmodell. Vi starter med en kalibrert likevekt medflere vridende skatter, og foretar en liten økning i det offentliges konsum.Nedgang i privat velferd definert ved ekvivalent variasjon reduseres med70 til 80 prosent av økningen i offentlig konsum, dvs. svært nær tallene fraMSG-6. Med dette som utgangspunkt diskuteres det ulike prinsipielle for-hold som gjør at forholdet mellom ekvivalent variasjon og økt offentligkonsum kan bli mindre enn én. Dersom det korrigeres for selvbeskatningpå offentlig sektors hånd og dersom kostnaden måles ved ekvivalent vari-asjon med produsentprisene som basisprisvektor, finner vi at kostnadenblir store enn økningen i offentlig konsum. Dette måltallet gir et bedrebilde av de realøkonomiske kostnadene ved prisvridende beskatning ennvåre opprinnelige kostnadstall.

I avsnitt 7 foretas en sensitivitetsanalyse som viser at sammenhengenmellom ekvivalent variasjon og økning i offentlig konsum er meget føl-som overfor antagelser om preferansestrukturen. Dersom vi antar at til-budselastisiteten for arbeid er positiv, blir ekvivalent variasjon definertmed produsentpriser som basisprisvektor betydelig større enn økningen ioffentlig konsum.

Formalet med beregningene er først og fremst av pedagogisk karakter.Vi ønsker 5. forstå og forklare resultatene beregnet v.h.a. MSG-6. Våresammenlikninger med MSG-6 må ikke tolkes som at vår analyse kan er-statte analyser med denne langt mer detaljerte modell.

187

2. REFERANSELIKEVEKT

Vi tar utgangspunkt i en økonomi med én primær innsatsfaktor, arbeids-kraft, og to produserte varer, benevnt C og G. økonomiens samlede be-holdning av tid (arbeid/fritid) eies av en representativ konsument. Den an-dre aktøren i økonomien er en offentlig sektor som kun har skatter sominntektskilde. Vare C produseres med arbeidskraft som eneste produk-sjonsfaktor, mens det offentlig konsumgode, G, produseres med innsats avarbeidskraft samt vare C. Det offentliges skatteinntekt går til kjøp av vareG, mens konsumentens inntekt etter skatt dekker forbruket av C. Det sesbort fra realinvestering og utenrikshandel. Følgende tabell viser verdi-kretsløpet i denne sterkt stiliserte økonomien.

Tabell 1. Verdikretslop i referanselikevekten

Produksjonssektorer i Sluttforbrukssektorer

Varer / skatter prod. av C prod. av G HUSHOLD OFFENTLIGSEKTOR

C (priv. konsumgode) * 336 -112 -224

G (off. konsumgode) ' 242 -242

L (arbeid) -300 -100 400

tA (arbeidsgiveravg.) -36 -12 48

ti (inntektsskatt) -140 140

tc (indirekte skatter) -18 -36 54

2.1 Priser, skattesatser og varestrømmer

Produsentpriser benevnes med små bokstaver og konsumentpriser medstore. Arbeid velges som numeraire, og vi setter w = 1. Husholdet leverer400 enheter arbeid til produksjon av varene C og G. Netto lønnssats er gittved W = w(14/), der ti = 0,35 er marginalskatt på arbeidsinntekt. Videre erarbeidsgiveravgiften satt til 12%, tA 0,12, slik at brukerprisen på arbeid iproduksjonssektorene er 1,12. Produksjonen av vare C er enklest mulig; enenhet arbeid konverteres til en vareenhet. Dermed blir produsentprisen, pc,lik 1,12. Endelig er konsumentprisen på vare C gitt ved produsentpris på-lagt indirekte vareskatt på 16,1%, tc = 0,161, slik at Pc = pc(l+tc) = 1,3.

188

Gitt disse priser kan verditallene i tabell 1 konverteres til varestrømmer:Husholdet leverer 300 enheter arbeid til produksjon av vare C og 100 en-heter til produksjon av vare G. Av de 300 enhetene produsert av vare C,kjøper husholdet 200. De resterende 100 enhetene av vare C og de 100 en-hetene arbeid er input i produksjon av det offentlige konsumgodet. Vi be-skriver denne produksjon med Leontief-teknologien G = 2.min {CG,LG },som gir G = 200.

Husholdets samlede forbruksutgift er 200.Pc = 260, som er lik arbeids-inntekt etter skatt, 400(1-yw = 260. Det offentlige betaler 242 for sittkonsum av 200 enheter av vare G (dvs. PG = 1,21), hvilket tilsvarer sam-let skatteinntekt fra arbeidsgiveravgift, konsumavgift og inntektsskatt.

2.2 Kalibrering av husholdets tilpasning

Med en viss vold på symbolbruken, la nå C betegne privat konsum av vareC. Husholdet antas å maksimere nyttefunksjonen U(C,F) gitt budsjettetPcC= W(T-F) + a, der T er tidsbeholdning, F er fritid, (T-F) = L erarbeidstilbud, W = w(1 -ti) = 0,65 er nettolønn og a er en overføring som ersatt lik null i referanselikevekten. Nyttefunksjonen er spesifisert ved CES-funksjonen

U(F, + F a -F(1--a)a C a

J

(1)

der a er en fordelingsparameter og o er substitusjonselastisiteten. Vi vel-ger en tidsbeholdning, T = 800, på det dobbelte av arbeidstilbudet, slik athusholdets anvendte tid fordeler seg likt på arbeid og fritid med 400 påhver. Videre antar vi at o = 0,25. Antagelsene om T og o tilsvarer valgenei MSG-6. Tilbudselastisiteten for arbeid er gitt vedl

F6, = - -1-1+0-0)(1-0)+F],

L (2)

der 0 er budsjettandelen til fritid, 0 = WFI(WT+a), og F er andelen av hus-holdets disponible inntekt som kommer fra tidsbeholdningen, r =

Kittelsen (1992), uttrykkene (6) og (16).

189

WTI(W7'+a). Siden a = 0 og F = 1 i referanselikevekten, er O = FIT og FIL= 0/(1-0), hvoretter (1) kan forenkles til

Fs oy =-0(1—cy)=-- (2')

Vi får da at EL

'

w = -0,375 i referanselikevekten, dvs. at høyere nettolønngir en relativt stor negativ respons på arbeidstilbudet. Videre er elastisi-teten i arbeidstilbudet med hensyn på inntektsskattesatsen t gitt ved cia,t =-ti /(1-tdEL,w = 0,202.

3. KOSTNADER VED ØKT OFFENTLIG KONSUM MÅLT IFASTE PRISER

I referansenivået i tabell 1 er det offentliges utgift til kjøp av vare G lik242. La oss nå øke offentlig konsum til 243 målt i faste priser. Hoved-spørsmålet vi skal analysere er hvor stor velferdsnedgang økningen i of-fentlig konsum påfører husholdet. Som mål på velferdsnedgang benyttesekvivalent variasjon (EV). I Holmøy og Strøm rapporteres velferdsned-gang som endringer i nytteindeksen U(F,C). Man har imidlertid valgt åkalibrere enhetsutgiftsfunksjonen i MSG-6 til 1.0 i referanselikevekten.Dermed er endringer i U(F,C) lik ekvivalent variasjon (se ligning (4b) ogkommentaren vedrørende denne). Vi studerer fire alternative finansie-ringsmåter for merutgiften: i) lump-sum skatt, ii) økt inntektsskatt, iii) øktindirekte skatt, og iv) økt arbeidsgiveravgift. Resultatene er vist i tabell 2.

Tabell 2. Ekvivalent variasjon ved okt offentlig konsum

Finansieringsmåte lump-sum økt t1 ' okt tc - økt tA

Økt offentlig konsum 1,0 1,0 1,0 1,0

- Ekvivalent variasjon ' 0,716 0,781 0,781 0,781

Totalt konsumtap i MSG-6 0,741 0,791 0,791 0,795

190

En mye brukt definisjon på «the marginal cost of public funds» (MCF) (sef.eks. Ballard (1990) og Ballard og Medema (1993)) er2

MCF = — [ endring i velferd

endnng i skatteinntekt(3a)

der «endring i velferd» måles ved ekvivalent variasjon (EV). Vi får da at

MCF — (3b)[endri

EV

ng i skatteinntekt

slik at raden med (det negative av) ekvivalent variasjon i tabell 2 i følgedenne definisjonen kan avleses som MCF. Vi kommer senere tilbake tilalternative definisjoner.

Vi ser at inntektsskatt, indirekte skatt og arbeidsgiveravgift gir likt re-sultat i vår modell. Det skyldes at det er kun én relativ pris som skapervridninger, reallønnen W/Pc. Merk imidlertid at resultatet også henger påforutsetningen om Leontief teknologi i produksjon av vare G. Med f.eks.en Cobb-Douglas teknologi, blir velferdstapet stOne med indirekte be-skatning enn med inntektsskatt og arbeidsgiveravgift, fordi man får fak-torvridninger i produksjon av vare G 3 . Den siste raden i tabellen viser detilsvarende tallene i MSG-6. De er beregnet som nedgang i fullt hushold-ningskonsum4 korrigert for «annet offentlig konsum». (Holmøy og Strøm,

2 For en sammenligning av MCF-beregninger fra ulike nasjonale og internasjonale model-ler, se Pedersen (1994).

3 Det at velferdstapet blir større med indirekte beskatning enn med inntektsskatt og arbeids-giveravgift virker kanskje motintuitivt og trenger nærmere forklaring. Inntektsskatten ska-per ingen vridninger i produksjonen; all skatt veltes over på konsumenten, mens faktorpri-sene produsenten av vare G står overfor er uendret. Virkningen av økt tc er likeledes enkelå fortolke; p c/w stiger, og produsenten vrir seg bort fra bruk av faktor C over mot faktor L.Man skulle tro at økt tA ville gi det tilsvarende resultat bare motsatt vei. Det viser seg imid-lertid at økt tA gir samme prisforhold som før; pc/w holdes uendret for enhver tA . Dettefordi den valgte produktfunksjon i produksjonen av vare C, C =f(L) = L, impliserer at pro-dusentprisen på vare C, er gitt ved produsentprisen på arbeid (numeraire) tillagt arbeidsgi-veravgift, pc = (l+tA). For tc = 0, vil dermed faktorprisforholdet pc/w = (l+tA)/(1+tA), slikat arbeidsgiveravgiften tA ikke endrer relative faktorpriser i produksjon av vare G. (Detteforutsetter at arbeidsgiveravgiften er lik i produksjon av vare C og vare G).

4 Vår modell er statisk, mens MSG-6 er dynamisk. De rapporterte størrelsene fra MSG-6 ernåverdier som er omregnet til konstante annuiteter. I MSG-6 er økningen i offentlig kon-sum 100 millioner 1992 kroner.

191

tabell 4.2). Som vi ser av tabell 2 er velferdsendringene i vår modell me-get nære de tilsvarende tallene i MSG-6. Med dette som utgangspunkt gårvi videre til å diskutere hvordan disse resultatene kan fortolkes. Hvorfor erekvivalent variasjon lavere enn økningen offentlig konsum, og hvilken be-tydning har dette?

4. KORREKSJON FOR SELVBESKATNING I OFFENTLIGSEKTOR

Siden det offentlige betaler vareavgift på sitt forbruk av vare C samt ar-beidsgiveravgift for sine ansatte, reflekterer ikke endringen i offentligkonsum den reelle økning i skattebelastning på privat sektor. Sagt på enannen måte, økning i offentlig konsum målt i faste priser er ikke detsamme som økt offentlig ressursbruk. (Holmøy og Strøm understrekersamme fenomen.) Som illustrasjon ser vi på scenariet der økningen i of-fentlig konsum i faste priser er finansiert ved en lump-sum skatt. Her en-dres ingen skattesatser, hvorved prisene forblir uendrede og analysen en-kel.

La -PG betegne pris på vare G i referanselikevekten hvor vi har:-15GG = 242 = (l+t )(l+tC)lOO + (1+t)1OO = 130 + 112 = kostnad for vare-innsats og arbeid. økningen i offentlig konsum fra 242 til 243, innebærerat det brukes 100,413 enheter vare C til en kostnad 100,413(1+tA ) (l+t)= 130,537 og 100,413 enheter arbeid til kostnad 112,463. Offentlig res-sursbruk øker derfor med arbeidsinnsats (0,413) og vareinnsats (0,413).Den økte vareinnsatsen innebærer indirekte en økning i det offentliges for-bruk av arbeid i forholdet 1:1 pga. produksjonsstrukturen i C-sektoren.Okt offentlig ressursbruk målt i enheter av numerairegodet er derfor0,8265 . Dette er den samlede ressursoverfOring fra privat til offentlig sek-tor som følge av økningen på 1.0 i offentlig konsum målt i faste priser.Resten, dvs. 1 — 0,826 = 0,174, er skatter betalt av det offentlige til segselv. Selvbeskatning er altså én forklaring på de relativt lave tallene i ta-bell 2. Dersom man ønsker å fange opp realøkonomiske forhold, blir detfeil å sammenlikne ekvivalent variasjon med økt offentlig konsum — vi måsammenlikne med økt offentlig ressursbruk. La oss derfor redefinere mo-dellen slik at selvbeskatningen i offentlig sektor «fjernes».

5 Dette tilsvarer også økningen i volumet av vare G, AG = 2 • min{ AC, AL} = 0,826.

192

4.1 Korrigert verdikretsløp

Basert på observasjonene ovenfor, ønsker vi en modellversjon der endringi offentlig konsum målt i faste priser og endring i offentlig ressursbruk erett og samme fenomen, dvs. vi ønsker å nøytralisere selvbeskatning i of-fentlig sektor. Dette kan tenkes gjennomført i to trinn:

Trinn 1. Fjerning av skatter betalt direkte av offentlig sektor. Offentligkonsum i referanselikevekten er derfor verdien av 100 enheter vareinn-sats, 100 -1,12 = 112 pluss 100 enheter arbeidsinnsats, dvs. samlet 212.

Trinn 2. Fjerning av skatter betalt tidligere i verdikjeden. Dette trinnetinnebærer en noe mindre triviell modellendring enn den foregående. Deter to alternativer.

a) Beholdes arbeidsgiveravgiften, må offentlig sektors vareinnsats«subsidieres» med den sats s som gir en brukerpris for offentlig sektor påPc°ff = pc(1-s) = 1,0 i referanselikevekten, dvs. s = 0,107. Kjøperprisen pådet offentlige konsumgodet blir nå lik 1.0, slik at kostnaden for det offent-liges forbruk er lik ressursinnsatsen målt i enheter av numerairegodet.Husholdet vil fortsatt stå overfor brukerprisen Pchush = pc( 1 +tc) = 1,3.

b) Alternativt kan man fjerne arbeidsgiveravgiften i modellen, og defi-nere en økt indirekte skatt på privat sektors forbruk av vare C på tcnY = tA+ tc + tAtc = 0,3, mens det offentlige altså er fritatt for denne skatten. Der-med blir kjøperprisen på vare C for offentlig sektor lik 1, mens kjøperpri-sen for husholdet er som før: 1,3.

Vi velger alternativ b) og får følgende modifiserte verdikretsløp, der allselvbeskatning på offentlig sektors hånd er nullet ut.

Tabell 3. Korrigert verdikretsl øp i referanselikevekten

produksjonssektorer sluttforbruk

varer/skatter C G HUSHOLD OFF.SEKT. sum

C (konsumgode) 300 -100 -200 0

. 'G (off. konsumgode) 200 -200 0

L (arbeid) -300 ' -100 400 0_

ti (inntektsskatt)_.

-140 140 0

'tc. (indirekte skatter) -60 60 0

' sum 0 _ 0 0 0

193

I rekalibreringen er produsentprisene (w, PG' pc ) fortsatt lik 1,0, og skat-tene er kun pålagt husholdets transaksjoner. Ved å øke offentlig konsum (ifaste priser) med en enhet (fra 200 til 201), får vi nå følgende resultater.

Tabell 4. Ekvivalent variasjon

finansieringsmåte lump-sum okt ti. (te)

økt offentlig konsumn 1,0 1,0

- EV 0,867 0,946

Konsumtapene i tabell 4 er betydelig høyere enn de korresponderende talli tabell 26, men er fortsatt lavere enn én. Korreksjon for selvbeskatnings-effekten i offentlig konsum er altså ikke hele forklaringen på hvorfor -EVkan were lavere enn økningen i offentlig ressursbruk. For å komme påsporet av andre forklaringer skal vi i neste avsnitt studere tre ulike skatte-systemer som alle gir samme realløsning.

5. TRE ALTERNATIVE SKATTESYSTEMER

I vår modell er produsentprisen på arbeid (bruttolønn) valgt som nume-raire. Siden det ikke finnes renprofitt i modellen har man imidlertid enekstra frihetsgrad, slik at man fritt kan normalisere også en av konsument-prisene (W,Pc ), jf. Munk (1977). Modellens realløsning påvirkes altsåikke av hvorvidt man finansierer skatteinntekten med en proporsjonal inn-tektsskatt (ti) eller en indirekte konsumavgift (tc ) (eller en vilkårlig kom-binasjon av disse).

Anta derfor at det finnes tre land med lik ressursbeholdning, lik tekno-logi, lik preferansestruktur, og likt nivå på offentlig ressursbruk, men somav en eller annen grunn har valgt ulike kombinasjoner av inntektsskatt og

6 Hvor stor korreksjon i nytteindeksen i MSG-6 man ville få ved slik rensing som vi hargjennomført, avhenger av hvor stor grad av selvbeskatning som ligger innbakt i dennemodellens referanselikevekt. I en stor empirisk modell vil rensing være meget krevende.Spesielt gjelder dette for skatter som pålegges i privat sektor og som veltes over på det of-fentlige via vareleveranser, jf. arbeidsgiveravgiften i produksjon av vare C i vår modell.Vi anser slik rensing i MSG-6 for å være uinteressant. Den gjennomføres her kun for å fåinnsikt i selvbeskatningens betydning for velferdsindikatorens utslag.

5 - NOT

194

konsumavgifter. La land A være det landet vi hittil har studert, der det of-fentlige konsumet av vare G finansieres ved kombinasjonen ti = 0,35 og tc= 0,3. Land B antas kun å benytte inntektsskatt, hvorved ti = 0,5, mensland C kun benytter konsumavgift, dvs 7 . tc = 1,0.

Anta videre at man har laget en numerisk likevektsmodell for hvertland, der alle tre modeller er kalibrert etter det samme verdikretsløpet, visti tabell 3 ovenfor. Anta til slutt at man i alle tre modeller sammenlignerøkning i offentlig ressursbruk med ekvivalent variasjon. Ved å øke nivåetpå det offentlige forbruket fra 200 til 201 enheter av vare G, får man føl-gende resultater.

Tabell 5. Ekvivalent variasjon med ulike initiale skattesystemer

Land A Land B Land C

tc = 0,3, t1 = 0,35 t, = 0,5 tc = 1,0

AG 1,0 1,0 1,0

-EV 0,945 0,727 1,455

Denne tabellen gir vesentlig informasjon om hvordan ekvivalent variasjonpåvirkes av ulike måter å ilegge den samme skattekilen på. La P = (W,P c )betegne konsumentprisvektoren, la e(P,U) være utgiftsfunksjonen 8 , og latoppskrifter 0 og 1 betegne priser og nyttenivåer hhv. før og etter øk-ningen i offentlig ressursbruk. EV er da definert ved (se f.eks. Varian(1992), uttrykk 10.2)

EV= e(P° ,U 1 ) — e(P I ,U 1) (4)

7 I land A er den samlede skattekilen delvis «skjult» ved at den fordeler seg på både ti ogtc. Produsenten betaler w = 1 pr. enhet arbeidsinnsats. Konsumenten mottar (1-0 enheterinntekt pr. arbeidsenhet, og kan pr. inntektsenhet kjøpe 1/( 1 +t) enheter av vare C. Densamlede skattekilen er dermed gitt ved (1-ti)/(144c) = 0,5, som alternativt kan implemen-teres som ti = 0,5 og tc = 0 (land B) eller tc = 1,0 og ti = 0 (land C).

8 Utgiftsfunksjonen e(P,U*) viser hvilken totalinntekt konsumenten trenger for å realiserenyttenivået U* til konsumentprisene P, dvs. e(P,U*) = min (WF + c,C) gitt at U(C,F) =U*.

195

Siden vi pr. definisjon har at e(P 1 ,U1 ) = e(13°,0), kan (4) alternativt skri-ves som

EV e(P° ,U 1 )— e(P° ,U ° ). (4b)

Gitt at U(-) er homogen av grad 1 (hvilket CES-funksjoner er) kan vi be-nytte at9 e(P,U) U.e(P,1), der e(P,1) er enhetsutgiftsfunksjonen 10. Hvise(P,1) er kalibrert til 1,0 for de opprinnelige prisene e, ser vi (som nevnti tilknytning til tabell 2) at EV = U1 — U.

Resultatet vist i tabell 5 er nå enkelt å forklare. En inntektsskatt innebæ-rer at prisen på fritidskonsum reduseres, mens en konsumavgift innebærerat prisen på varekonsum øker. Det følger at den inntektsendring (dvs. EV)som til de opprinnelige prisene e er ekvivalent (i nyttetermer) med en-dringen fra P° til P 1 er lavere i tilfellet med inntektsskatt • der P° = (0.5,1)— enn med konsumavgift — der P° = (1,2). Faktisk er EV for land B kunhalvparten av EV for land C. Dette skyldes simpelthen at skattesystem Bfås ved å dividere konsumentens budsjettbetingelse i skattesystem C med2. Når prisene er halvert, halveres dermed også EV. Vårt opprinneligeland A (som med sin blanding av inntektsskatt og konsumavgift grovt settkan sammenholdes med det norske skattesystemet) gir et resultat mellomde to ekstremtilfellene B og C.

Det sentrale spørsmålet er nå: Hvilke implikasjoner har disse resulta-tene? Vi har forutsatt at alt er likt i landene A, B og C bortsett fra hvorskattekilen mellom fritid og varekonsum ilegges. Det at ekvivalent varia-sjon er hhv. -0,945, -0,727 og -1,455 har dermed intet realøkonomisk mot-stykke. Dette impliserer umiddelbart at overgangen fra (3a) til (3b) er ugyl-dig; endringen i U(.) er den samme, mens EV varierer som vist i tabellen.

Det er derfor av kritisk betydning hva slags kostnadsbegrep vi har i tan-kene når vi beregner MCF. Dersom formålet med beregningene er ennytte-kostnadsanalyse, sammenholder vi kostnaden ved et prosjekt mednytten av prosjektet. Våre tall representerer kun den ene komponenten;kostnaden. Hvis den pengemessige nytten av et prosjekt vurderes til de

9 Dette er analogt med at en bedrifts kostnadsfunksjon C(w,y) (der w er vektoren av faktor-priser og y er kvantum) er lik y • C (w,l) (kvantum ganget med enhetskostnadsfunksjon)hvis produktfunksjonenf (-) er homogen av grad 1 i faktorinnsatsen.

lc' Kjært barn har mange navn; enhetsutgiftsfunksjonen omtales også som nyttedeflator, ide-ell prisindeks, eksakt prisindeks, samt levekostnadsindeks.

196

samme konsumentprisene som kostnaden, vil selve nivået på e ikkespille noen rolle for nytte-kostnads-brøken.

Dersom vi tenker på et uttrykk for den realøkonomiske kostnaden ved åskattlegge, tyder imidlertid tallene i tabell 5 på at EV målt med konsu-mentprisvektoren P° som referansepriser ikke gir de relevante resultater.Dette motiverer det neste avsnittet, der vi definerer et kostnadsmål somikke gir ulike tall for identiske realøkonomiske virkninger.

6. EKVIVALENT VARIASJON MED PRODUSENTPRISER SOMBASISPRISER

Fra definisjonen (4b) ser vi at EV kan defineres for en vilkårlig referanse-prisvektor Q, EV = e(Q,(14 ) — e(Q,U 1 ). La nå EV" betegne det velferds-målet vi hittil har benyttet, der konsumentprisvektoren i referanselikevek-ten, P°, er referanseprisvektoren. La videre EVPP betegne ekvivalent vari-asjon med produsentprisvektoren p = (w,pc ) = (1,1) som referansepris-vektor. Triest (1990) har vist at effektivitetstapet ved en økning i skattefi-nansiert offentlig konsum (AG) er definert ved (EVPP — AG). For en mar-ginal økning i G, dG, er dermed EVPP — dG det marginale effektivitetsta-pet. Som diskutert i Hakonsen (1997) er EVPP for marginale endringer lik(1.0 + marginalt effektivitetstap). Dette målet blir dermed et alternativtMCF m5.1 som ikke er påvirket av hvordan ulike skatter deflaterer eller in-flaterer utgiftsfunksjonen 11 . Ved å beregne både EVKP og EVPP får vi re-sultater som vist i tabell 6 når offentlig ressursbruk økes fra 200 til 201. Ialle tilfellene finansieres økningen i offentlig konsum ved å heve de pris-vridende skattene (enten ti eller ta ).

Tabell 6. Ekvivalent variasjon med ulike basisprisvektorer

Land A

tc = 0,3, ti = 0,35

Land B

t, = 0,5

Land C

tc = 1,0

AG 1,0 1,0 1,0

-EVKP,

0,945 0,727 1,455

-EV • 1,075 I- 1,075

11 j våre beregninger er AG = 1, slik at EVPP kun blir en tilnærming til et marginalt kostads-mål.

197

Det at EVPP blir sammenfallende for de tre skatteregimene A, B og Cfølger pr. definisjon siden p,U° og U1 er like 12 . Tolkningen av EVPP ersom følger. Når det offentlige øker sitt konsum med en enhet, må en til-svarende ressursmengde (målt i enheter av numerairegodet) overføres fraprivat til offentlig sektor. Inntektsvirkningen av økningen i offentlig for-bruk er dermed én. I tillegg genereres et effektivitetstap på 7,5% av res-sursoveifOringen.

Årsaken til det relativt lave effektivitetstapet er det faktum at indifferenskurvene for U(F,C) har meget sterk krumning gitt referanselikevek-

-

tens valg av substitusjonselastisitet a ( = 0,25). Det vil derfor være inter-essant å studere hvordan ulike antagelser om parametrene i nyttefunksjo-nen påvirker EVKP, EVPP og effektivitetstapet av beskatning, hvilketbringer oss over til neste avsnitt. For en videre utdyping av egenskapenetil hhv. EV'<-P og EVPP henvises leseren til Håkonsen (1997).

7. SENSITIVITETSANALYSE

Hittil har vi tatt for gitt Holmøy og Strøms forutsetninger angående hus-holdets fordeling av tid mellom arbeid og fritid, substitusjonselastisitetenmellom konsum og fritid, og den derav følgende tilbudselastisitet forarbeid. Her ser vi på hvordan EVKP og EV PP i tabell 6 påvirkes av alterna-tive antagelser om tidsbeholdning og fritidskonsum, substitusjonselastisi-tet og lønnselastisitet i arbeidstilbudet. Vi går nå tilbake til vår opprinne-lige «økonomi», land A, og rapporterer utelukkende resultater basert pådenne økonomiens referansepriser. Vi skal se at både størrelsen og forhol-det mellom EV' P og EVPP er kritisk avhengige av verdien på parametrenei nyttefunksjonen (1). La oss begynne med å vise indifferenskurver forU(C,F) trukket gjennom kalibreringspunktet benyttet hittil, (C, F)REF =_.(200, 400).

12 Tabell 6 viser at EVKP blir vidt forskjellig selv om alle realstørrelser, deriblant effektivi-tetstapet, er identiske. Det motsatte vil selvsagt også kunne være tilfelle. Anta f.eks. atsubstitusjonselastisiteten mellom F og C, o, er 1,5 i land B og null i land C. EVKP blir datilnærmet like; 1,34 i land B og 1,33 i land C. Imidlertid er realløsningene vidt forskjel-lige. I land B er EVPP = 1,84 (dvs. et marginalt effektivitetstap på 84%), mens det i land Cikke er noe effektivitetstap (pga. Leontief-preferanser), hvorved EVPP = 1,0.

198

Figur 1. Indifferenskurver for U(F ,C) med o = 0, 0,25 og 1,25.

Vi ser at o = 0,25 medfører en relativt sterk krumning, der endrede rela-tive priser gir små kvantumsutslag. Et såpass beskjedent effektivitetstapsom 7,5% er i tad med dette.

Det er vanskelig å ha noen «empirisk» oppfatning direkte om substitu-sjonselastisiteten o. La oss derfor ta utgangspunkt i lønnselastisiteten i detarbeidstilbud som kan utledes fra husholdets optimale konsum og fritids-valg. Som vist i (2') er det én likning i tre variable 13 . To verdier må anslås,hvilket er i tråd med de to parametrene a og o i U(C,F). Tabell 8 viserverdier for lønnselastisitet som funksjon av valgte verdier for O = FIT og014. Vi ser at o = 1, altså en Cobb Douglas nyttefunksjon, gir lønnselasti-

13 Merk at vi har forenklet uttrykk (2) ved å anta at a = 0 (F =1) (dvs. kun arbeidsinntekt).Nedenfor viser vi at den empirisk mer relevante antagelse a > 0 modifiserer de numeriskeresultatene noe uten å endre substansen.

14 Den kalibrerte likevekten i foregående kapitler gjelder for enhver verdi av o., slik at CI kunhar betydning for den komparative analyse, som f.eks. beregning av MCF. Endring i 0derimot påvirker den kalibrerte likevekten slik at det til enhver 0 svarer en kalibrert like-vekt. Vi introduserer alternative 0-verdier ved å øke husholdets tidsbeholdning og fritids-konsum, mens den markedsbaserte del av økonomien er uendret. L = T-F er altså densamme i alle disse likevekter, mens T og F øker.

199

sitet lik null. Arbeidstilbudet er da L = (1-0)T, dvs. uavhengig av lønn, ogtilbudskurven er vertikal. En positiv tilbudselastisitet krever (når a=0) at o> 1,0 (uansett 0-verdi).

Tabell 7. Lønnselastisitet i arbeidstilbudet ifølge (2'): Env = -0(1-0).

0 1 cT ‘ 0 ' 0,25 0,5 0,75 ' 1,25 1,5 1,750,33 -0,33 -0,25 -0,17 -0,08 0 '0,08 0,17 0,250,50 -0,5 -0,38 -0,25 -0,13 0 0,13 0,25 0,380,6 - -0,6 -0,45 - -0,3 -0,15 0 0,15 0,3 . 0,45

Holmøy og Strom valgte a = 0,25 og 0 = 0,51. De begrunnet verdien påfordelings-parameteren med resultater fra tidsnyttingsundersøkelser, seHaraldsen og Kitterød (1992) og Kitterød (1995). Den valgte substitu-sjonselastisitet synes å være meget lav - deres valg impliserer en negativlønnselastisitet (av relativt stor tallverdi) og dermed en bakoverhellendetilbudsfunksjon. Dette finner vi lite plausibelt.

I andre studier har man ved kalibrering av nyttefunksjon valgt å benytteempirisk innsikt angående arbeidstilbudet som datakilde, og regnet bak-lengs fra et rimelig anslag på lønnselastisiteten E til den korresponderendea-verdi 15 . Vi tolker dagens empiriske status å være at lønnselastisiteten iarbeidstilbudet mest trolig er positiv, men med lav tallverdi, f.eks. avstørrelsesorden 0,1 - 0,3. I så fall tilsier (2') at o må være av størrelses-orden 1,2-1,5 16 .

La oss nå se på konsekvensene for EVKP og EVPP av ulike a-verdier.Dersom substitusjonselastisiteten er null, dvs. at nyttefunksjonen er av Le-ontief-type, oppstår ingen vridning i husholdets tilpasning p.g.a. skattene. Ivår enkle modell, som ikke har andre kilder til vridning, blir da effektivi-tetstapet null og EVPP lik 1. Ved en lav verdi på substitusjonselastisiteten,som f.eks. o = 0,25, blir substitusjonsvirkningen, altså den volummessigevridning i husholdets tilpasning, liten og effektivitetstapet lavt. Ved størreo-verdi blir vridningen større, jf. Figur 1. Tabell 8 viser resultatene forEVPP og EVKP (land A) for de samme valgene for 0 og o som i tabell 7.

15 Se Mathiesen (1992) og Kittelsen (1992) om kalibrering av MISMOD. Se også Håkonsenog Mathiesen (1997).

16 Sammenhengen mellom tallparet (0, cr) og EL,w er ikke direkte sammenlignbar mellomvår modell og MSG-6 ettersom F < 1 i MSG-6 som følge av kapitalinntekt og diverse stø-nader (jf. overgang fra (2) til (2')). Se mer om dette i avsnitt 7.1.

200

Tabell 8. EV' P og EVPP ved ulike valg av o og O når offentlig konsumØkes med én enhet.

0 ,19 I a-+ 1 0 1 0,25 I 0,5 0,75 1 i 1,25 1 1,5 1,750,33

EV '

_

0,98 1,04 ' 1,11 1,20 1,30 1,42 r 1,56 1,740,5 0,87 0,95 1,05 1,16 1,30 1,49 1,74 2,10

0,6 0,81 0,90 s 1,00 1,13 1,30 1,53 --_ 1,87 _ 2,39

0,33-EV

1,00 1,05 1,11 1,18 1,26 1,36 1,48 1,62- 0,5 ' 1,08 1,17 1,28 1,42 1,60 1,84 2,18

0,6 1,00 1,09 - 1,20 1,34 1,52 1,76 2,11 2,67

For å lette sammenligning, er våre opprinnelige tall fra tabell 6 vist meduthevet skrift. Vi ser at EV-beregningene er meget følsomme for valg avparametre. Det sentrale spørsmål er hvilke parameterverdier som er empi-risk rimelige. Vi aksepterer Holmøys og Strøms valg av 0-verdi, men fin-ner deres o-anslag for lavt. Med utgangspunkt i en antagelse om at lønns-elastisiteten i arbeidstilbudet er positiv, blir tallene av en helt annenstørrelsesorden enn utgangspunktet fra tabell 6. En o-verdi som implisererpositiv lønnselastisitet, f.eks. o = 1,25, gir en indifferenskurve som er be-tydelig mindre krum enn den som svarer til o = 0,25 (se figur 1.) Med såhøye skattesatser som i vår modell (og i den norske økonomi), blir dermedsubstitusjonsvirkningene store, hvilket genererer store effektivitetstap oghøye kostnader 17 .

Vi ser fra tabell 8 at både EVKP og EV" er stigende i o. EVPP er dess--uten stigende i 0 for alle o > O. EVKP er derimot stigende i 0 for o > 1, fal-lende i 0 for a < 1 og upåvirket av 0 for o = 1. Dette kan forklares ved åskrive EVKP e(P° ,1)(U1 -0) og studere utviklingen i de to leddene hverfor seg. Vi finner at 18 e(P° ,1) er avtagende i 0 for alle o, hvilket isolert setttrekker i retning av at EVKP faller i o. Imidlertid er nyttedifferansen (U1 -U0) økende i 0 siden selve nivået på U(.) stiger når fritidskonsumet øker.For alle o < 1 er det slik at den prosentvise nedgang i e(P° ,1) er større enn

17 Vennemo (1991) beregner MCF som definert i (4) for norsk økonomi ved hjelp av en ut-videt og modifisert utgave av MSG-4E. Hans tall er grovt sett av samme størrelsesordensom tallene for EVKP i tabell 8 for o lik 1,5 til 1,75. Merk at det i Vennemos beregningerer slik at økt inntektsskatt gir høyere MCF enn økt mva. Dette tilsvarer våre resultater iavsnitt 7.1, der vi innfører en positiv overføring i modellen. Se tabell 10 og 11.

1 8

Enhetsutgiftsfunksjonen tilhørende (1) er gitt ved e(W,Pc,1) = (om") + (1 - a) Pc 1-0) 11( l -0) .Når fritidskonsumet i referanselikevekten øker (0 øker), går a opp hvilket trekker e()ned.

201

den prosentvise økning i (U1 -0) når 0 øker, hvorved EVKP er avtagende i0. For grensetilfellet o = 1 (Cobb-Douglas), nøytraliserer de to virkning-ene hverandre fullt ut slik at EV" er upåvirket av O.

Det er også interessant å merke seg at EVKP og EVPP veksler på å værehøyest og lavest for ulike kombinasjoner av 0 og o. Ved igjen å benytteformen EV = e(Q,1)(U 1-0) ser vi at EVPP < EVKP hvis og bare hvis e(p ,1)< e(P° ,1). Vi ser at vår opprinnelige rangering for tallparet O = 0,5 og o =-0,25, der EVKP < EVPP, reverseres for alle o 0,75 i raden der 0 = 0,33.

La oss til slutt velge ett nivå for o, f.eks. 0 = 1,25, og illustrere hvordanhhv. EVPP og EVKP påvirkes av at fritidskonsumet i referanselikevektengår mot null. Vi får da følgende figur.

Figur 2. EVPP og EVKP for varierende fritidskonsum når o = 1.25

I disse beregningene lar vi tidsbeholdningen variere fra 401 til 1200, hvor-ved fritidskonsumet varierer fra 1 til 800 siden referanselikevektens ar-beidstilbud på 400 ligger fast (F = T-L = T — 400). Det som har vært vårbasisantagelse, F = 400 og 0 = 0,5 er vist ved den vertikale stiplede linjen.Utviklingen for EVPP kan enkelt begrunnes ved at yttertilfellet F = 0 inne-bærer eksogent arbeidstilbud og ingen substitusjonseffekt. Dermed kon-vergerer EVPP mot 1,0 når F går mot null ovenfra.

Utviklingen i EV" har imidlertid et annet forløp. Dette skyldes desamme effektene som kommentert ovenfor. Inntektsskatten virker som etsubsidium på fritid; fritid blir billigere. Inntektsskatten deflaterer dermedenhetsutgiftsfunksjonen, hvilket isolert sett reduserer EV'-'. Tilsvarendevil skatten på konsum inflatere enhetsutgiftsfunksjonen, og øke EVKP .Dette er rent nominelle effekter som ikke har noe med vridninger og

202

effektivitetstap å gjøre. Jo lavere vekt på fritidsprisen, jo mindre vil inn-tektsskatten bidra til A. nedskalere EV" relativt til EVPP.

7.1. Inntekt fra andre kilder enn arbeid

Vi har hittil antatt at a= 0, dvs. at husholdets inntekt i sin helhet er arbeids-inntekt, hvilket empirisk sett er feil. Hvilken betydning har det for våre be-regninger at a> 0? Vi analyserer dette ved å beholde de opprinnelige skat-tesatsene i økonomien (tc = 0,3, ti = 0,35), (og den opprinnelige kalibre-ring) men senke det offentliges ressursbruk fra G° = 200 til G° = 100 i refe-ranselikevekten. De verdier som derved frigjøres, overføres til husholdetsom en lump-sum overføring. Merk at a ikke blir like stor som nedgangen iG, siden inntektsvirkningene 19 av å øke a påvirker skattebasen, C og L.

Fra foregående seksjon er det klart at tilbudselastisiteten for arbeid eren sentral størrelse for de beregnede EV-verdier. Som angitt foran er til-budselastisiteten gitt ved

[-1+ (1 -(00-o)-1-1., (2)

der O er budsjettandelen til fritid, O WFI(WT+a), og F er andelen av hus-holdets disponible inntekt som kommer fra tidsbeholdningen, FWTI(WT+a). a påvirker altså både O og F, og dermed E på en omfattendemåte. Når a > 1 er adaa > 0, mens bildet er mer uklart når a < 1. Mens c= 0 for a = 1 når a= 0, er E = 0 for a < 1 i tilfellet med a> 0 (se tabell 10).Mer presist ser vi at lønnselastisiteten i dette tilfelle er null når a -- 0,73,og ville vært null for lavere a-verdier hvis a ate ytterligere.

Tabell 9. Lønnselastisiteten i arbeidstilbudet ifølge (2).

v1;);c; 0 0,25 0,5 0,75 1 1,25 1,50,33 -0,33 -0,21 -0,10 0,02 0,14 0,26 0,380,50 -0,50 -0,33 -0,15 0,02 0,20 0,38 0,550,6 -0,6 - -0,39 -0,18 0,02 0,23 0,44 0,65

19 Størrelsen på overføringen er avhengig (FIT). For (FIT) = 0,33 er a = 97,5, for (FIT) = 0,5er a = 86,67 og for (FIT) = 0,6 er a = 81,25. Det at overføringens størrelse varierer med(FIT) skyldes at inntektselastisiteten for arbeid er gitt ved -(FIL) se Kittelsen (1992), ut-trykkene (4), (8) og (9).

203

Når a > 0, slik at noe av inntekten ikke er relatert til arbeid, vil skattein-strumentene (skatt på arbeidsinntekt (ti) og konsumavgift (te)) virke uliktogså på realøkonomiske størrelser. Konsumavgiften vil være ekvivalentmed en skatt på all inntekt i motsetning til skatt kun på arbeidsinntekt. Re-sultatene for EVPP når det offentlige konsum økes fra 100 til 101, ogdenne økningen finansieres med økt te, er vist i tabell 10.

Tabell 10. -EV" for konsumavgift ved ulike valg av ( og (FIT)

(F I 7) I a 0 0,25 0,5 0,75 ‘ 1 1,25 1,50,33 1,00 ' 1,05 1,11 1,18 1,26 1,36 1,480,50 1,00 1,08 1,17 1,28 1,42 4 1,60 - 1,840,6 1,00 1,09 1,20 1,34 1,52 _ 1,76 2,11

Vi ser at alle EV"-størrelser i tabell 10 (der G økes fra 100 til 101)sammenfaller med tallene i tabell 8 (der G økes fra 200 til 201) forsamme20 verdier av o og (FIT). Rene inntektsvirkninger virker derfornøytralt på EVPP og effektivitetstap i vår modell. Det er altså skattesatsene(hoyden på skattekilene) og kurvaturen på indifferenskurvene som be-stemmer EVPP og effektivitetstap, ikke størrelsen på inntekten. Dette re-sultatet skyldes at den benyttede nyttefunksjonen er homotetisk. Dersomhelningen og kurvaturen på indifferenskurvene ikke holder seg konstantfor ulike nivåer av U(.) langs stråler fra origo og utover i (C,F)-rommet,ville inntektsvirkninger påvirke størrelsen på EVPP .

Til slutt ser vi på de tilsvarende beregninger for tilfellet der økningen ioffentlig konsum finansieres ved å øke intektsskattene

Tabell 11. -EVPP for skatt på arbeidsinntekt ved ulike valg av o og(FIT)

(FIT) I a O 0,25 0,5 0,75 1 1,25 1,5-0,33 1,00 1,08 1,18 1,31 1,47 1,69 2,010,50 1,00 1,12 1,27 1,48 1,78 2,25 3,14

, 0,6 1,00 1,13 1,32 1,58 ,-. 1,98 2,71 4 4,42 -,

20 Merk at vi for å lette sammenligning her har oppgitt (FIT) lik hhv. 0,33, 0,5 og 0,6, somer de samme verdiene vi finner for O i tabell 7 og 8. I de forutgående tilfellene der a varnull, er (FIT) = O.

204

Når a > 0 får skatt på arbeidsinntekt (ti) en smalere skattebase enn konsum-avgiften (tc). Konsekvensen er at effektivitetstapet og EVPP for en ekstraskattekrone generert ved Okt t1 er hOyere enn for en ekstra skattekrone ge-nerert ved en økning av tc. For kombinasjonen o 1,5 og FIT = 0,6 ser viat EVPP er på hele 4,42. Med andre ord er effektivitetstapet på 342% av øk-ningen i skatteinntekt. Så store tall vil man kun forvente når man «presser»skattesystemet i den forstand at man er nær toppen på Laffer-kurven for detbenyttede skatteinstrumentet. Ved å plotte grafen for skatteinntekt,R(a,tc,ti) tiL + tcC — a, der a og tc holdes konstant, får vi følgende bilde:

Figur 3. Skatteinntekt som funksjon av ti når ( = 1,5 og FIT = 0,6.

Vi ser at toppunktet for R(t1) er ved R(0,437) 104,1. Dersom vi er«like under» dette toppunktet, vil en økning av skattesatsen kun gi en infi-nitesimal økning i skatteinntekt, hvorved brøken EV/AR og effektivi-tetstapet vil gå mot uendelig. Vårt utgangspunkt, 0,35 og R = 100 ervist med stiplede linjer.

8. AVSLUTNINGVi har ved hjelp av en enkel to-sektors generell likevektsmodell forsøkt åforklare resultater angående forholdet mellom økt offentlig konsum og

205

nedgang i privat velferd oppnådd fra MSG-6 (en betydelig mer detaljert oginnholdsrik modell). Vi mener å ha fanget opp hva vi vil betegne som før-steordensvirkninger: vår modell «produserer» praktisk talt de samme nume-riske verdier som MSG-6 hva angår privat konsumtap målt ved ekvivalentvariasjon med konsumentpriser som basisprisvektor. Denne overensstem-melse antyder at den samlete skattekile mellom arbeid og fritid (inntekts-skatt, arbeidsgiveravgift og mva) er svært viktig for resultatene. Vår modellinneholder imidlertid ingen andre Idler, og vi kan derfor ikke verifisere ellerforkaste en slik antydning. Det at tallene for konsumtap er så nært sammen-fallende med de tilsvarende størrelser i MSG (jf. tabell 2) er uansett et godtutgangspunkt for å kunne fortolke resultatene oppnådd i MSG-modellen.

Hovedbidragene fra dette notatet kan, slik vi ser det, sies å være føl-gende punkter: i) påvise bestående uklarheter når det gjelder hvordan be-grepet MCF skal forstås og defineres, ii) en analyse av hvilke faktorer somer kritiske for størrelsen på effektivitetstapet generert av prisvridendeskatter og avgifter, og iii) et anslag på det marginale effektivitetstapet vedbeskatning av størrelsesorden 40 til 60%.

Det mest kontroversielle er trolig punkt i). La oss derfor avslutningsvisoppsummere enkelte poenger angående dette. Dersom MCF beregnes utfra ekvivalent variasjon med konsumentpriser som basisprisvektor, erMCF nominelt forankret, og dermed kritisk avhengig av hvorvidt skatte-systemet øker eller reduserer konsumentprisene. Effektivitetstapet somfOlge av prisvridende beskatning er på den annen side ikke nominelt for-ankret, men er en realøkonomisk størrelse som skyldes relative prisvrid-ninger. Så lenge ulike absolutte prisnivåer gir samme relative priser er der-for effektivitetstapet uforandret ved ulike skaleringer av prissystemet.

Det som er standarddefinisjonen av MCF i litteraturen er nettopp å sam-menligne ekvivalent variasjon med konsumentpriser som basisprisvektormot endringer i offentlig skatteinntekt. Hvis man leser slike MCF størrelsersom «effektivitetsindikatorer», kan man lett bli forvirret. I våre beregningerhar vi vist at skattesystemer som gir identisk realløsning og effektivitetstapkan gi vidt forskjellige MCF verdier Of. tabell 5). Tilsvarende kan skattesy-stemer som gir vidt forskjellige effektivitetstap gi lik MCF (jf. fotnote 12).

Hvis man med «samfunnsøkonomiske kostnader ved Okt offentlig res-sursbruk» har et realøkonomisk begrep i tankene, må MCF defineres slik atlike realøkonomiske virkninger gir den samme MCF. Man må da beregneMCF ut fra ekvivalent variasjon med produsentpriser som basisprisvektor.

206

Hvis MCF derimot skal brukes i en nytte-kostnadsanalyse, spiller ikkeselve ska/aen MCF er definert ut ifra noen rolle så lenge kostnads- og nyt-testørrelser måles i samme skala. I en nytte-kostnadsanalyse er det natur-ligvis mest hensiktsmessig å basere seg på de prisene konsumentene tilenhver tid faktisk står overfor. Våre innvendinger mot bruk av ekvivalentvariasjon med konsumentpriser som basisprisvektor som et realøkono-misk kostnadsbegrep må derfor ikke tolkes dithen at vi anbefaler at nytte-.kostnadsanalyser skal foretas som om konsumentene står overfor produ-sentpri sene.

Referanser:Ballard, C.L. (1990): Marginal welfare cost calculations. Differential analysis vs. balanced-

budget analysis, Journal of Public Economics 41, s. 263-276.Ballard, C.L. og S.G. Medema (1993): The marginal efficiency effects of taxes and subsidies

in the presence of externalities, Journal of Public Economics 52, s. 199-216.Haraldsen, G. og R.H. Kitterød (1992): Døgnet rundt. Tidsbruk og tidsorganisering 1970-

1990. Tidsnyttingsundersøkelsene, Sosiale og økonomiske studier 76, Statistisk Sen-tralbyrå.

Holmøy, E. og B. Strøm (1997): Samfunnsøkonomiske kostnader av offentlig ressursbruk ogulike former for finansiering av denne — beregninger basert på en disaggregert gene-rell likevektsmodell, Rapport 97/16, Statistisk Sentralbyrå.

Håkonsen, L. (1997): An investigation into alternative representations of the averageandmarginal cost of public funds, Discussion Paper 11/97, Inst. for samf.a., NHH.

Håkonsen, L. og Mathiesen, L. (1997): CO2-stabilization may be a «no-regrets» policy. Ageneral equilibrium analysis of the Norwegian economy, Environmental and Re-source Economics 9, s. 171-198.

Kittelsen, S.A.C. (1992): Kalibrering av hushold og regioner i MISMOD-88, SNF-Arbeids-notat 26/92.

Kitterød, R.H. (1995): Tidsbruk og arbeidsdeling blant norske og svenske foreldre, Rappor-ter 95/22, Statistisk Sentralbyrå.

Mathiesen, L. (1992): MISMOD-88. En modell for analyse av økonomiske virkninger fornæringsvirksomhet av endringer i det norske avgifts-, støtte, og reguleringssystem,SNF-Rapport 26/92.

Munk, K. J. (1977): Optimal Taxation and Pure Profit, Scandinavian Journal of Economics79, pp. 1-19.

Pedersen, U. (1994): Effektivitetskostnader ved beskatning — en oversikt og kritisk vurde-ringav norske og internasjonale anvendte generelle likevektsanalyser, SNF-Rapport26/94.

Triest, R. K. (1990): The relationship between the marginal cost of public funds and margi-nal excess burden, American Economic Review, Vol. 80, No. 3., s. 557-566.

Varian, H. R. (1992): Microeconomic Analysis, Norton, New York, 3. utg.Vennemo, H. (1991): An applied general equilibrium assessment of the marginal cost of

public funds in Norway, Discussion Paper No. 62, Statistisk Sentralbyrå

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 111 (1997), 207-240

SAMFUNNSØKONOMISKE KOSTNADER VED ØKTOFFENTLIG RESSURSBRUK: BEREGNINGER PÅ EN

ANVENDT GENERELL LIKE VEKTSMODELL

av Erling Holinøy 1

Denne artikkelen presenterer beregninger av den samfunnsøkonomiskekostnaden knyttet til den rene ressursbruken i et offentlig prosjekt (pro-sjektkostnaden), samt kostnaden som følge av skattefinansiering av pro-sjektet (finansieringskostnaden). Beregningene er basert på en anvendtgenerell likevektsmodell for norsk økonomi. Sammenlignet med tidligerestudier, gir beregningene betydelig lavere anslag på begge typer kostna-der. Spesielt er prosjektkostnaden lavere enn markedsverdien. En hoved-årsak til dette er at offentlig ressursbruk fortrenger relativt mye fritid, somhar en lavere alternativverdi enn andre goder som konsumeres av privatehusholdninger Dette skyldes i sin tur en betydelig skattekile mellom denprivatøkonomiske og den samfunnsøkonomiske marginalavkastningen avå arbeide. FOlsomhetsberegninger viser at kostnadsanslagene pr ressurs-enhet er robuste overfor endrede forutsetninger om ressursbrukens stør-relse, intertemporale allokeringsmuligheter og forventningsdannelse.Derimot er forutsetninger knyttet til husholdningenes preferanser over fri-tid og annet konsum av relativt stor betydning for de kvantitative resulta-tene. Vi finner også at den samfunnsøkonomiske kostnaden er lavere destomer arbeidsintensiv ressursbruken er

1. INNLEDNING

I en samfunnsøkonomisk lønnsomhetsvurdering av et offentlig prosjektskal man i prinsippet basere kostnadsberegningene knyttet til ressursbru-ken på skyggepriser som uttrykker ressursenes alternativverdi. Mensobserverbare markedspriser vil falle sammen med skyggeprisene i en per-

Denne artikkelen er basert på Holmøy og Strøm (1997). Takk til Rolf Aaberge, Brita Bye,Ådne Cappelen, Torbjørn Hægeland, Tor Jakob Klette og Jon Vislie for kommentarer tilet tidligere utkast.

208

fekt markedsøkonomi, vil dette ikke gjelde i praksis pga. prisvridningerskapt av forhold som imperfekt konkurranse, markedsulikevekter, skatterog subsidier. Prisvridninger fører til at alternativverdien for en og sammeressurs vil variere mellom ulike anvendelser av ressursen. Et velkjent re-sultat, den såkalte Ramsey- Boiteux regelen2, sier at kostnaden ved åbruke ressursen skal beregnes som et veid gjennomsnitt av de ulike alter-nativverdiene der vektene vil være bestemt av hvor mye som fortrenges avde ulike anvendelsene. I praksis er det imidlertid vanskelig å anvendeRamsey- Boiteux regelen. Det største problemet er at den krever at mankan beregne hvor mye økningen i offentlig ressursbruk fortrenger ressurs-bruken i alle alternative anvendelser. Hvis man ikke legger svært sterke apriori begrensninger på antall mulige anvendelser og økonomiens virke-måte, er det ikke mulig å finne analytiske uttrykk for skyggeprisen. Et al-ternativ til å pålegge slike a priori begrensninger, er å beregne samfunnsø-konomiske kostnader ved offentlig ressursbruk ved hjelp av en empiriskgenerell likevektsmodell, heretter omtalt som AGE (Applied GeneralEquilibrium)-modell. Dette er gjort i Holmøy og Strøm (1997), heretterHS, som baserer seg på AGE-modellen MSG-6 for norsk økonomi. Denneartikkelen presenterer og forklarer hovedresultatene i HS.

Vi ser på et offentlig prosjekt der ressursbruken må kjøpes til markeds-priser av privat sektor. Den offentlige budsjettbalansen skal ikke endres,og vi forutsetter at finansieringen i sin helhet må skje ved økt beskatning.Den samfunnsøkonomiske kostnaden som følge av ressursbruken kan dasplittes i henholdsvis «prosjektkostnaden», og «finansieringskostnaden».Prosjektkostnaden er lik alternativverdien av den ressursbruk som brukes idet offentlige prosjektet. Finansieringskostnaden skyldes at prosjektet for-utsettes ikke å endre den offentlige budsjettbalansen, og at utgiftene ikkekan dekkes på annen måte enn ved skatteøkning, noe som normalt gir etvelferdstap. Beregninger av prosjekt- og finansieringskostnader er foretattav flere, se Pedersen (1994) for en oversikt. Spesielt kan nevnes bereg-ningene i Vennemo (1991) for norsk økonomi. Basert på en beskrivelse avnorsk økonomi slik denne var i 1989, fant Vennemo at prosjektkostnadenlå mellom 10 og 20 prosent høyere enn ressursenes markedspris, og at fi-nansieringskostnaden knyttet til f.eks. arbeidsgiveravgift var ca. 25 pro-sent av markedsprisen. Begge disse anslagene er relativt høye sammenlig-

2 Se f.eks. Hagen og Pedersen (1992) for en lettfattelig oversikt, eller Dreze og Stern(1987) for en rigoros fremstilling.

209

net med anslag i den internasjonale litteraturen, og de er betydelig høyereenn de vi vil presentere i denne artikkelen. Vi beregner prosjektkostnadentil å utgjøre ca. 74 prosent av markedsprisen på ressursbruken, og at finan-sieringskostnaden for arbeidsgiveravgiften utgjør ca. 6 prosent av mar-kedsprisen. Vårt anslag på finansieringskostnaden er også lavere enn til-svarende anslag i Håkonsen og Mathiesen (1997).

Det at våre anslag viser seg å avvike fra tilsvarende anslag beregnet avandre, er selvsagt en årsak til å presentere og begrunne dem. Begrunnelsenfor å sette igang et slikt beregningsarbeid krever imidlertid at man kanpeke på forhold som skulle tilsi at det er a priori gode grunner til at nyeberegninger vil gi andre resultater enn det man har kommet frem til tidli-gere. I forhold til Vennemo (1991) kan det pekes på følgende fire grunner:For det første er vår modell kalibrert til 1992 slik at den fanger opp en-dringer i initiale prisvridninger som følge av skattereformen. For det andrebeskriver vår modell flere tilpasningsmuligheter enn det Vennemos mo-dell fanget opp. Blant annet tar vår analyse hensyn til intertemporale real-lokeringer på en teoretisk konsistent måte. For det tredje har vi basert osspå andre parameterforutsetninger enn det Vennemo gjorde. Spesielt reage-rer arbeidstilbudet annerledes. For det fjerde betrakter vi en sammenset-ning av ressursbruken som er mer representativ i forhold til det offentligestotale kjøp av varer og tjenester, enn det Vennemo gjorde.

Artikkelen er disponert som følger: Avsnitt 2 gir en presis definisjon avhva vi mener med prosjekt- og finansieringskostnader. Dette gjøres innen-for en aggregert og stilisert modellramme. Den stiliserte modellen brukesogså til å gi en klar fremstilling av det vi har tolket som de viktigste deter-minantene bak de kostnadsanslag som genereres ved simuleringer påMSG-6. Avsnitt 3 beskriver det konkrete beregningsopplegget og gir ensummarisk oversikt over viktige egenskaper ved MSG-6 modellen. Bereg-ningene av prosjekt- og finansieringskostnadene presenteres og tolkes iavsnitt 4. Mens HS ser på seks ulike finansieringsformer, begrenser denneartikkelen seg til å sammenligne lump-sum finansiering med økt arbeids-giveravgift. I avsnitt 5 undersøkes hvor følsomme kostnadsanslagene eroverfor alternative forutsetninger, spesielt de som påvirker arbeidstilbu-det. Avsnitt 6 oppsummerer resultatene og sammenligner dem med Ven-nemo (1991). I tillegg antydes noen forskningsprosjekter som bør priorite-res dersom en ønsker mer pålitelige anslag på prosjekt- og finansierings-kostnader.

210

2. EN ANALYTISK PRESISERING OG UTLEDNING AV SAM-FUNNSØKONOMISKE PROSJEKT- OG FINANSIERINGS-KOSTNADER

Den modellen som analyseres i dette avsnittet er svært forenklet og stili-sert i forhold til MSG-6 modellens representasjon av norsk økonomi. Denfokuserer på hvordan skatt på arbeidsinntekt og konsum fører til at denprivatøkonomiske avkastningen av å overføre en time fra fritid til arbeids-tid er dårligere enn det samfunnsøkonomiske bytteforholdet. Gjennom-gangen av denne stiliserte modellen er i første rekke motivert av at vi fin-ner at reallokering av tid mellom fritid og arbeid er den desidert viktigstekilden til de velferdsendringer vi beregner med MSG-6, og resonnemen-tene har dermed høy relevans også ved forklaringen av disse. For det an-dre finnes det flere andre analyser av problemstillingen som baserer segpå en tilsvarende aggregert modellformulering, se f.eks. Ballard og Fuller-ton (1992), Snow og Warren (1996) og Hakonsen og Mathiesen (1997).Dermed er det lettere å sammenligne og kontrollere det vi gjør med andresresultater.

En stilisert modell

Vi betrakter en lukket økonomi der den representative konsumenten allo-kerer sin eksogene tidsramme, T, mellom fritid, F, og lønnet arbeidstid, L,som bidrar til å finansiere privat konsum C. Arbeidstilbudet allokeres tilprivat sektor, Lp, og offentlig sektor, Lo. I privat sektor, representert veden representativ bedrift, brukes sysselsettingen til å produsere en mengdeX av et gode som kan anvendes til privat og/eller offentlig konsum. Pro-duktfunksjonen her kan ha avtakende eller konstant skalautbytte. Prisenenormaliseres ved at produsentprisen settes lik én. Hverken offentlig sys-selsetting eller offentlig konsum av godet gir nytte for konsumenten. Mo-dellen fanger derfor kun opp kostnaden ved at det offentlige fortrengerprivat konsum. Konsumenten mottar salgsinntektene fra privat sektor iform av lønn og profitt samt lønn fra offentlig sektor. Han betaler propor-sjonal skatt på arbeidsinntekten, profitten, samt på kjøpet av konsumva-ren. I tillegg kan han motta (betale) lump-sum overføringer fra (til) det of-fentlige. Hverken husholdningene, bedriften eller det offentlige sparer idenne statiske modellen. Konsumentens nyttefunksjon

211

U = U(F, C) (1)

har de vanlige regularitetsegenskapene. For enkelthets skyld forutsetter videssuten at nyttefunksjonen er homotetisk, og den skaleres slik at slik atgrensenytten av penger er konstant lik én. Konsumenten maksimerer nyt-ten mhp. F og C som prisfast kvantumstilpasser gitt budsjettbetingelsen.Konsumprisen på godet er gitt ved Tc = i -I- t tc er konsumavgifts-satsen. Prisen som konsumenten betaler for å ta fri, Pp er lik lønnssatsenetter marginalskatt på lønnsinntekten, altså PF = WO - td E---WITL, der tia erden proporsjonale skattesatsen på arbeidskraft og w er den produsentbe-talte lønnssatsen. Vi definerer -C =- (1 + OM — td = -cc-L.1_, 1 som deneffektive skattekilen mellom det samfunnsøkonomiske og privatøkono-miske marginale bytteforholdet mellom fritid og konsum. Førsteordensbe-tingelsen for optimal konsumenttilpasning kan da skrives

U i''=U F' tv

(2)

Vi velger enheter slik at produktfunksjonen kan skrives X = LPs, der X ervolumet av produksjonen i privat sektor, og 0 < s s 1 er skalaelastisiteten iprivat produksjon. Bedriftens profitt er gitt ved It = X — wily Bedriften erprisfast kvantumstilpasser som maksimerer (1 — t7dIr, der tyr, er en propor-sjonal profittskatt. Betingelsen for optimal produsentadferd er 3

(3)

For enkelthets skyld ser vi bort fra at det offentlige kjøper godet. Over-skuddet på det offentliges budsjett, B, er da definert ved

B -.. tcC + tyer + tolp —(1— tOwL0 — R , (4)

3 Ved konstant skalautbytte, s= 1, gir (3) at w = 1, og den maksimale profitten lik 0 i en fri-konkurranselikevekt. I dette tilfellet gir ikke (3) ettersporselfunksjonen for arbeidskraftda produsenten er indifferent m.h.t. produksjonsskala. I stedet må (3) tolkes som en like-vektsbetingelse for produsentprisen som hverken gir incentiv til etablering eller nedleg-ging av bedrifter.

212

der R er netto lump-sum overføring fra det offentlige til husholdningen.Den offentlige budsjettbalansen må tolkes som en balanse mellom strøm-mer av konsumgodet. økning i B fungerer da på eksakt samme måte i mo-dellen som offentlig konsum av godet; det offentlige trekker inn flere en-heter av numerairegodet enn det betaler ut i form av lønn til offentlige an-satte og lump-sum overføringer. Dette fortrenger privat konsum uten atkonsumenten får noe igjen for det. Vi innfører et krav om at offentlige inn-tekter og utgifter skal være i balanse

B=o. (5)

Selv om (5) gjelder ved de politikkendringene vi skal studere, er det like-vel nyttig å beholde B i modellens relasjoner av hensyn til den dekompo-neringen i prosjekt- og finansieringskostnad som vi kommer til å foreta avvelferdsvirkningen av prosjektet. Likevekt i produktmarkedet og arbeids-markedet innebærer

B+C= Lps

(6)

Lp + Lo = T — F. (7)

Det følger av Walras' lov at den private husholdningen i denne modellenoppfyller sin budsjettbetingelse (1 + tc)C = (1-tdwL + (1 - ty )p + R. (1) —

(7) er sju uavhengige simultane ligninger som bestemmer endogent U, C,E Lp, B og w, samt ett av skatteinstrumentene t, tL , tp, eller R. Realise-ringen av et offentlig prosjekt består av politikkpakken dLo samt den en-

dogene endringen i en av de tre skattesatsene tL, t , t R som krevesfor å holde B = O.

Fra (6) og (7) følger C = [T — L — Fis — B, som så settes inn i (2). Det girfølgende likevektsbetingelse for fritidsnivået

(T — Lo — — B)'C

, (8)U'F(F, (T — Lo — — skT — Lo — Fri

213

som løst mhp. fritiden gir

F= f(Lo,tc,tL , B) . (9)

Merk at f(Lo, tc, tij, B) ikke er en etterspørselsfunksjon, men en generelllikevektssammenheng mellom fritid og gitte endringer i argumentene.Etter innsetting i nyttefunksjonen kan denne skrives som en funksjon avpolitikkvariable

U g(1,0,tc,t . (10)

De partiellderiverte aflaLo og agiaL0 gir likevektsendringen i henholds-vis fritidsbruk og nytte betinget av at økningen i offentlig sysselsetting fi-nansieres med lump-sum beskatning. De tilsvarende likevektsendringeneved at det offentlige konsumerer godet gjennom økt budsjettoverskudd ergitt ved 8f/3B og agiaB. De partiellderiverte af/att og ag/0t, i = C, L girlikevektsendringen i fritidsbruken og nytte ved en såkalt differensiell skat-teendring som innebærer at man finansierer en lump-sum overføring medøkning i ti Hverken R eller t i (8) fordi profittskatten virker somen lump-sum skatt. En partiell økning i R (eller tjr) må innebære en bud-sjettnøytral endring i tj, (eller R), så lenge B er konstant. Nettoendringen ilump-sum overføring er dermed uendret, og vi får ingen realøkonomiskeeffekter.

For å finne den budsjettnøytrale endringen i den finansieringsvariablensom velges, tar vi hensyn til (4) og (5). Ved å sette (9) inn i de relevanterelasjoner, kan C, .7r, Lp og w uttrykkes som funksjoner av Lo, t, og B.Etter innsetting i (4) kan B uttrykkes ved funksjonen B h(Lo, to tij, t„,R). Budsjettbetingelsen (5) innebærer h(Lo, tc, t t „, R) = 0, som benyttestil å finne den nødvendige endringen i skattesats i for å finansiere et mar-ginalt prosjekt dLo

dhldLo > .

B=0

dti

Innsetting av den implisitte løsningen for en av skattene fra h(Lo,R) = 0 tilbake i (9) og (10) gir den fullstendige løsningen for henholdsvis

214

F og U. Velferdsendringen av den budsjettnøytrale politikkpakken fdLo ,dti kan da uttrykkes ved følgende generelle dekomponeringsformel

dg dg dhIdLo )dLo dtt dhldti

(12)

dg/aLo representerer alternativverdien av den økte offentlige sysselset-tingen som direkte medgår i prosjektet og utgjør den samfunnsøkono-miske prosjektkostnaden eller skyggeprisen på offentlig sysselsetting. Detandre leddet i (12) representerer den samfunnsøkonomiske finansierings-kostnaden som er spesifikk for det skatteinstrument som brukes for åfinansiere kjøpet av mer arbeidskraft.

Før vi ser på hvordan de eksplisitte analytiske uttrykkene for de parti-.ellderiverte i (12) blir i denne enkle modellen, skal vi først knytte forbin-delsen mellom dekomponeringsformelen og begrepene Marginal ExcessBurden (MEB) og Marginal Cost of Public funds (MCF). MEB i, uttrykkerhvilket nyttetap man har pr. krone ved en marginal økning i lump-sumoverføringer når denne skal finansieres med en budsjettnøytral økning iskattesats i. Med våre symboler svarer denne definisjonen til MEBi -_-_---(ag/at)/(ah/at). For å få en mer kompakt notasjon defineres ME/30 somforholdet mellom prosjektkostnaden og finansieringsbehovet etter at manhar tatt hensyn til generelle likevektseffekter på budsjettbalansen, dvs.MEB0 (agi9L0)/owaL0), som generelt vil være ulik 1. Velferdsvirk-ningen i (12) kan nå skrives på følgende faktoriserte form som implisittdefinerer MCF for skattetype i

ag( i+ MEBi )d

. mc,Fi1.40 ME130

dvs. som et produkt av prosjektkostnaden og faktoren MCF som reflekte-rer finansieringskostnaden knyttet til skatteinstrument i. Denne definisjo-nen av MCFi er i realiteten den samme som benyttes i Ballard og Fuller-ton (1992), og samsvarer med den som gis i Sandmo (1997). Generelt kanden offentlige ressursbruken bestå av en lang rekke heterogene varer ogtjenester. Størrelsen på prosjektet kan da ikke defineres i fysiske enheter. I

dU dl o

dU d1,19

(13)

215

stedet angis typisk prosjektets størrelse som et kronebeløp som reflektererat heterogene inputenheter er veid sammen med de initiale enhetsprisenesom vekter. I den stiliserte modellen innebærer denne generaliseringenbare at velferdseffekten beregnes som dU/wdLo l i. Konkret er økningen ioffentlig ressursbruk dimensjonert slik at nevneren i våre beregning er lik100 millioner 1992-kroner.

MCF har vært målt på andre måter enn den vi legger til grunn ved (13).Spesielt benytter Vennemo (1991) i sine numeriske beregninger måletdU/wdLo j i, dvs. forholdet mellom velferdsendringen og den initiale mar-kedsverdien av prosjektet. Denne definisjonen inkluderer effekten av atforholdet mellom skyggepris og markedspris kan avvike fra 1 i MCF.

Den normative skatteteorien gir visse holdepunkter når det gjelder stør-relsen på finansieringskostnadene. Dersom finansieringen kan skje vedlump-sum beskatning, vil finansieringskostnaden være null og MCF = 1.Dersom initialsituasjonen er first-best, må man se på et ikke-marginaltprosjekt for å få finansieringskostnader. Ved å ta hensyn til høyere ordensvelferdsvirkninger av et ikke-marginalt prosjekt, vil MCF alltid værestørre eller lik 1. Dersom initialsituasjonen er second-best, betinget på atmulighetene for lump-sum overføringer er effektivt begrenset, vil alleMEBi være tilpasset initialt til en felles positiv verdi for alle i slik at MCF> 1. Av dette følger det at dersom initialsituasjonen har en helt vilkårligskattestruktur, vil finansiering av et marginalt prosjekt gjennom en pro-porsjonal økning av alle prisvridende skattesatser, gi en høyere samletMEB enn man får dersom initialsituasjonen er second-best. Noe annet erselvmotsigende i forhold til at initialsituasjonen er second-best. Men detkan hende at det finnes enkelte skatter som har MCFi < 1 når det ikke leg-ges noen restriksjoner på hvilke imperfeksjoner som eksisterer i initialsi-tuasjonen. En slik mulighet eksisterer ikke i den aggregerte modellen vistuderer i dette avsnittet, men kan ikke utelukkes a priori i mer disaggre-gerte og realistiske modeller som f.eks. MSG-6.

Figur 1 og 2 gir en illustrasjon av hvilke tilpasninger og velferdsen-dringer som finner sted i den stiliserte modellen når det offentlige øker sinressursbruk. I figur 1 viser den konvekse kurven som begynner i T på fri-tidsaksen, økonomiens produksjons- og konsummuligheter. Kurvene mer-ket UA osv. er indifferenskurver svarende til ulike nivåer for konsumen-tens nytte. I en first-best situasjon uten hverken offentlig ressursbruk eller

216

skatter, får vi tilpasning i A. Den konvekse kurven gjennom B svarer tilprivat konsum = privat produksjon etter at det offentlige har lagt beslag påen del av arbeidskraften. Ved lump-sum finansiering får vi ny tilpasning iB. Nyttetapet er her lik prosjektkostnaden når initialsituasjonen ikke harskattekile. Helningen på tangenten til de to kurvene i A og B uttrykkerkonsumreallønn uten prisvridende skatter. Dersom finansieringen skjerved økning i skatten på konsum eller arbeidsinntekt, blir helningen påkonsumentens budsjettlinje flatere enn konsumreallønna før skatt. Like-vekt krever at markedstilpasningen ligger på konsummulighetskurvensamtidig som budsjettlinjen tangerer en indifferenskurve. Punktet C ek-semplifiserer den nye tilpasningen som vil innebære et lavere velferdsnivåenn man har i B som følger ved lump-sum finansiering. Nyttetapet mellomB og C representerer finansieringskostnaden når initialsituasjonen ikkehar skattekile. Denne vil være ikke-negativ. Vårt mål på MCF er nyttefor-skjellen mellom A og C i forhold til nytteforskjellen mellom A og B.

Figur 1. Likevektsendringer ved offentlig ressursbruk når initial-situasjonen er first-best

217

Figur 2. Likevektsendringer ved offentlig ressursbruk når det erskattekile i initialsituasjonen

Figur 2 beskriver en mer realistisk situasjon der vi før den økte offentligeressursbruken allerede har skattekile. For å forenkle figuren har vi nå an-tatt konstant skalautbytte slik at produktfunksjonen er representert vedden rette linjen som starter i T og har helning lik konsumreallønna førskatt. Den initiale tilpasningen finner sted i C, jf. figur 1. Punktet D angirtilpasningen etter at det offentlige har økt bruken av arbeidskraft og finan-siert lønningene med lump-sum beskatning. Nyttetapet, dvs. prosjektkost-naden, er den vertikale avstanden DE. Dette er lavere enn finansieringsbe-hovet som er avstanden DF.

Analytiske utrykk for kostnadskomponentene

Vi ser nå på nyttevirkningen for konsumenten av at det offentlige øker Lomarginalt. Før vi regner ut eksplisitte uttrykk for de partiellderiverte sominngår i (11), er det nyttig først å se på de grunnleggende årsaker til at of-fentlige ressursbruk har velferdseffekter. Differensiering av nyttefunksjo-

218

nen, utnytting av at den konstante pengegrensenytten er normalisert til 1,samt innsetting av (2), (3), (5), og (6), gir

dF r, PF( &) dd i() , (14)d U = U C + — d = cwK - 1)( F =

c r' dlo dLo

når dB = O. (14) viser at hvis initialsituasjonen er first-best, dvs. TL = Tc =1, er alternativkostnaden er lik markedsprisen wdLo = PFdLo uansett hvil-ken konsumkomponent som fortrenges av det offentlige prosjektet. Somsagt foran, har da en marginal forskyvning av husholdningens tid mellomfritid og arbeid ingen velferdseffekt. Dette resultatet er et eksempel påomhyllingsteoremet og gjelder kun ved marginale variasjoner. Bortsett frai first-best tilfellet er skyggeprisen på privat sysselsetting blåst opp meden faktor T' > 1 i forhold til skyggeprisen på fritid. Den siste hakeparante-sen i (14) uttrykker den samfunnsøkonomiske kostnaden som et veidgjennomsnitt av alternativkostnadene der vektene er bestemt av hvor myesom fortrenges av de to nyttekomponentene. Dette gjennomsnittsprinsip-pet illustrerer Ramsey-Boiteux regelen for offentlig kalkyleprising. Pro-sjektet vil nå være samfunnsøkonomisk dyrere desto mer det fortrengerprivat konsum fremfor fritid, fordi det koster mer å fortrenge det godetsom er høyest verdsatt av konsumenten.

For å finne velferdseffekten av ressursbruk og finansiering, settes like-vektsendringen i fritiden inn i (14). Vi kan da utlede følgende uttrykk

dFdl_. (15)

Fb

der i = 7r, C, L angir finansieringsform. sujr = 0, ,uc, = (a/b)(PFLohc C), pla(alb)(LolL), hvor a er substitusjonselastisiteten mellom fritid og kon-

sum. b = s + (1 — s)a fanger opp tilbakevirkninger på fritidsbruken via viafølgende inntekts- og substitusjonseffekter: En reduksjon i privat syssel-setting på 1 prosent reduserer privat konsum med s prosent. For gitt real-lønn, ønsker konsumenten også å redusere fritiden med s prosent. Imidler-

219

tid øker grenseproduktiviteten og reallønnen med 1- s prosent, noe som giren negativ substitusjonsvirkning i fritidsetterspørselen. b er stigende i snår cr < 1 og fallende i s når ci > 1.

La oss først se på forhold som bestemmer størrelsen på prosjektkost-naden. Vi studerer da (15) i tilfellet med lump-sum finansiering. Formelenviser at fritid fortrenges av prosjektet, og at fortrengningen av fritid økerdesto mer fritid man har i utgangspunktet. Som vist ovenfor, betyr dette athøyt initialt fritidskonsum bidrar til å redusere prosjektkostnaden. Intui-sjonen bak dette er lettest å formidle når skalautbyttet er konstant slik atreduksjonen i fritiden blir lik Fl(F + Le). Okt offentlig sysselsetting vil daikke påvirke noen relative priser, og vi får den samme relative reduksjon ibåde fritid og privat sysselsetting. De absolutte endringene i fritid og sys-selsetting må da være proporsjonale med de respektive initialnivåene.

Unntatt i spesialtilfellet a. 1, dvs. Cobb-Douglas preferanser, modifi-seres fritidsfortrengningen og dermed prosjektkostnaden når skalaelastisi-teten avtar i forhold til 1. Når s < 1 og a < 1 slik det er antatt i MSG-6, blirb < 1. Da blir fortrengningen av fritid mindre og prosjektkostnaden størreenn i tilfellet med konstant skalautbytte. Intuisjonen er at inntektseffektenpå fritidsetterspørselen svekkes, mens substitusjonseffekten styrkes. Hvisderimot CY > 1, blir b > 1 når s < 1, og vi får den motsatte modifikasjonenav prosjektkostnaden.

Finansiering via økning i prisvridende skatter på arbeidskraft og/ellerkonsum modifiserer både teller og nevner i (15) med en substitusjonsvirk-ning i favør av mer fritid som er representert ved pti . Dersom vi forutsetterat denne substitusjonsvirkningen ikke er sterk nok til å hindre at en partiellaning i en skattesats gir et positivt bidrag til det offentliges budsjett-balanse, vil nevneren i (15) være positiv. Substitusjonsvirkningen som.fOlge av økt skattekile, gjør at telleren i (15) får ubestemt fortegn. «Sjan-sene» for at fritiden totalt sett skal øke er større, cet. par, desto næreresubstitutter fritid og annet konsum er, dvs. pi er økende i a. Lavere skala-elastisitet øker også pi hvis a < 1. Sammenlignet med konstant skalaut-bytte gir altså avtakende utbytte mindre fortrengning av fritid, og dermedhøyere finansieringskostnader hvis a < 1. Derimot blir substitusjonenfavør av fritid mindre, desto bredere grunnlaget er for den skattesatsensom økes i forhold til PFL0 , dvs. de effektive offentlige utgiftene. Forkla-ringen er at den provenynøytrale økningen i den prisvridende skattesatsen

220

blir mindre desto bredere satsens grunnlaget er, og da blir det mindre sub-stitusjon i favør av fritid. Når t/j er finansieringskilde, kan det vises at tel-leren i (15) degenererer til (u— 1)/[als — 1)] som er negativ når a < 1og positiv når a> 1. Ved konstant skalautbytte, dvs. s = 1, forenkler dennetelleren seg ytterligere til a— 1.

Formlene ovenfor dekker tilfellet der økningen i offentlig ressursbruker spesifisert i fysiske enheter. I våre nummeriske beregninger er økningenspesifisert som et gitt beløp i initiale markedspriser. I den stiliserte model-len svarer dette til at vi studerer virkningene av en økning d(wL0) i denominelle lønnsutgiftene for det offentlige. Desto høyere w er, desto min-dre blir ressursbruken i prosjektet, men alternativverdien av ressursene ertilsvarende høyere. For den totale samfunnsøkonomiske kostnaden pr. en-het ressursinnsats er det viktigere at beskatningen av arbeidsinntekt førertil at wL0 er høyere enn de effektive lønnsutgiftene PFLo ; jo høyere tid,desto større er graden av selvfinansiering ved økt offentlig sysselsetting.Generelt har vi at høyere skattesatser på de ressurser som det offentligekjøper, gir lavere finansieringsbehov som må dekkes opp med pris-vridende skatteøkninger.

3. OPPLEGG FOR NUMERISKE BEREGNINGER

I de numeriske beregningene defineres det offentlige prosjektet i form avet permanent årlig ressursbehov som koster 100 millioner kr. målt i faste1992-priser. Sammensetningen av prosjektutgiftene er lik sammenset-ningen av det samlede offentlig kjøp av varer og tjenester i 1992. HS ana-lyserer følgende finansieringsalternativer: 1) reduserte lump-sum overf0-ringer4, 2) økt arbeidsgiveravgift, 3) økt skatt på personinntekt, 4) øktmomssats på alle anvendelser som i utgangspunktet betaler moms, 5) øktmineraloljeavgift, 6) økt CO2-avgift.

Prosjektet antas ikke å ha noen virkninger på tilbuds- eller etterspør-selsfunksjonene i økonomien gjennom f.eks. produktivitets- eller direktenytteeffekter. Velferdseffektene beregnes som en nåverdi av nytte-

4 Barnetrygden fungerer som en lump-sum overføring i MSG-6. Den er dessuten valgtsom instrument fordi den er skattefri. Det har den praktiske og tolkningsmessige fordelfremfor skattepliktige lump-sum overføringer, at endringen i trygdebeløpet direkte repre-senterer det ønskede nettotall for finansieringsbehovet.

221

endringer over en uendelig horisont. Strømmen av årlige nytteendringerkan potensielt komme fra endringer i private husholdningers konsum avvarer og tjenester, fritid, samt endogene endringer i offentlig konsum uto-ver det konsum som går med til gjennomføringen av prosjektet5 . Analyseninkluderer ikke miljøvirkninger slik man har gjort i Brendemoen og Ven-nemo (1996).

Beregningene er foretatt på AGE-modellen MSG-6 utviklet i Statistisksentralbyrd. Modellen er kalibrert til 19926 som basisår. Det betyr bl.a. atinitiale skattesatser og andre priskiler, kryssløpskoeffisienter, produktivi-tetsforhold og sammensetningen av aggregerte størrelser er basert på situ-asjonen i 1992. Nedenfor gis en svært summarisk beskrivelse av modellenmed vekt på de egenskaper som presumtivt er viktige for de velferdsvirk-ningene på husholdningenes som presenteres i denne artikkelen. En fyldi-gere beskrivelse er gitt i HS.

I likhet med de fleste AGE modeller forutsettes det i MSG-6 at fleksiblepriser sørger for at tilbud er lik etterspørsel på alle markeder i hver peri-ode, og at de enkelte aktørene ikke har noe incentiv til å forandre denne li-kevekten. Dette teoretiske utgangspunktet impliserer at offentlig ressurs-bruk vil fortrenge annen aktivitet som direkte eller indirekte bidrar til hus-holdningenes velferd. Det er forutsetningen om at fortrengte ressurser harpositiv alternativverdi, som gjør at man i det hele tatt kan snakke om kost-nader. I makroøkonometriske modeller, som beskriver keynesianske situa-sjoner med ledige ressurser, vil det offentlige prosjektet fungere som etekspansivt finanspolitisk tiltak. Dersom prosjektet kun sysselsetter ledigeressurser, er det et spørsmål om prosjektkostnaden i det hele tatt er positiv.Eksistensen av ledige ressurser og markedsimperfeksjoner er imidlertidreelle fenomener som systematisk vil bidra til å redusere prosjektkostna-dene. Litteraturen om skattefinansieringskostnader domineres imidlertidav at man a priori forutsetter at alle ressurser har positiv altemativkost-

5 Endringer i offentlig konsum utover det som direkte følger av prosjektets ressursbehov,skyldes definisjonsmessige forhold i nasjonalregnskapet som utgjør det konseptuelle ogempiriske utgangspunkt for sammenhengene i MSG-6. Vi viser til HS for en nærmereforklaring av hva disse endringene skyldes, og hvorfor de inngår i våre beregninger avvelferdseffekten.

6 1992 var på flere måter var et svært spesielt år for norsk økonomi og uforenlig med mo-dellens logiske krav til en likevektssituasjon. Datagrunnlaget ble derfor på enkelte områ-der justert i retning av hva som samsvarer med et gjennomsnittsbilde av norsk økonomi.

222

nad. Det må innrømmes som et tankekors at empiriske anslag på sam-funnsøkonomiske prosjekt- og finansieringskostnader relativt automatiskbaserer seg på forutsetningen om ressursknapphet, mens man oftest anslårsannsynlige konsekvenser på kort og mellomlang sikt (som er minst ned-diskontert) av offentlig ressursbruk på basis av modeller der beskrivelsenav ulikevekter er ment å være så realistisk som mulig.

Hovedtrekk ved MSG-6

MSG-6 gir en relativt disaggregert beskrivelse av vare- og tjenestestrøm-mene i norsk økonomi ved å spesifisere 60 vare/tjenestegrupper, hvorav 9er ikke-konkurrerende importvarer og 12 produseres i offentlig sektor.Modellen har også en detaljert beskrivelse av indirekte beskatning og sub-sidiering som skiller produsent- og konsumentprisene. Produkter og fakto-rer kan bevege seg kostnadsfritt mellom ulike anvendelser7 . Produksjonenog sysselsettingen i en næring kan dermed ikke økes uten at det fører til enreduksjon i sysselsettingen i en eller flere andre næringer og/eller hus-holdningenes fritid.

Husholdningenes velferd beregnes som nåverdien av nyttestrømmenfor en representativ konsument. Konsumnivå og sammensetning tilpassesi hver periode over en uendelig tidshorisont under en forutsetning om per-fekte, dvs. modellkonsistente, forventninger. Nyttestrømmen neddiskonte-res med en tidspreferanserate 8 . Husholdningenes intertemporale budsjett-betingelse er spesifisert indirekte gjennom et krav om at utenlandsgjeldenikke skal eksplodere9 . Innenfor denne budsjettbetingelsen kan hushold-ningene handle i tid ved å låne og spare i de internasjonale-finansmarke-dene hvor de antas å stå overfor en gitt rente. Nytten i hver periode er enhomotetisk CES-funksjon av fritid og aggregert konsum av varer og tje-nester. Den aggregerte konsumutgiften fordeles endogent på 19 ulikevare- og tjenestegrupper, se Aasness og Holtsmark (1995). Som tidligere

7 Et unntak er realkapital i vannkraftsektoren. Her er investeringene forutsatt å være irre-versible. I tillegg er faktorbruken i offentlig sektor og i petroleumssektorene eksogent be-stemt slik at den i beregningene ikke overføres til andre sektorer.

8 For at intertemporale modeller av denne typen skal kunne løses, må tidspreferansen værelik realrenten etter skatt for husholdningen i modellens stasjonære likevekt for siste del avsimuleringsperioden.

9 Dette kravet kalles ofte Non-Ponzi Game betingelse.

223

nevnt, er det spesielt avveiningen mellom fritid og aggregert vare- og tje-nestekonsum som spiller en rolle for velferdseffektene i våre beregninger.På dette punktet er modellen kalibrert på grunnlag av de norske tidsnyt-tingsundersøkelsene og estimater av arbeidstilbudsadferden. Substitu-sjonselastisiteten mellom fritid og og aggregert konsum av varer og tje-nester satt lik 0,25 basert på Aaberge, Dagsvik og Strøm (1995). Influertav tidsnyttingsstudier har vi anslått fritidens budsjettandel såvidt høyt som0,5. Dette gir større inntektsvirkninger på arbeidstilbudet enn det Aaberge,Dagsvik og Strøm (1995) finner. Dette er usikre estimater, og i avsnitt 5undersøkes deres betydning for kostnadsanslagene. Det vises forøvrig tilBye og Holmøy (1997).

De fleste varer er i modellen betraktet som et sammensatt gode bestå-ende av både hjemmeleveranser og import som kjøperne betrakter somimperfekte substitutter 10 . Den norske markedsandelen reduseres når dennorske prisen øker relativt til den korresponderende importprisen som erlik den eksogene verdensmarkedsprisen inklusive transportkostnader, no-minelle tollsats, samt eventuelle endogen importkvoterente.

I MSG-6 kan produksjonen av de fleste varer og tjenester endres bådegjennom endringer på bedriftsnivå og gjennom endogen etablering/ned-leggelse av bedrifter. Modellen fanger opp at bedriftene innen samme næ-ring har ulik produktivitet og størrelse, noe som er påpekt i bl.a. Klette(1994). Bedriftenes produktfunksjon er i de fleste næringer karakterisertved avtakende skalautbytte samtidig som positiv produksjon i seg selvkrever en fast produksjonsuavhengig kostnad. De substituerbare produk-sjonsfaktorene består av arbeidskraft, tre typer realkapital, og fem gruppervareinnsats. Bedriftene fordeler endogent produksjonen mellom eksport-og hjemmemarkedet. Det innebærer stigende marginalkostnader å over-fore leveranser mellom disse. På eksportmarkedet forutsettes norske be-drifter å stå overfor en eksogent gitt verdensmarkedspris. Det betyr at man

lo Unntakene fra denne Armington-spesifikasjon av importandelene, er for det første defleste former for offentlig og privat tjenesteyting som er naturlig skjermet. For det andregjelder det lite bearbeidede varer fra primærnæringene, olje, gass, og frakttjenester ifrainternasjonal skipsfart, der graden av homogenitet og arbitrasjemuligheter forutsettesstore nok til å gjøre avvik mellom norske og utenlandske priser umulig. Med unntak avjordbruksvarer, er den felles basisprisen på disse varene fastlagt eksogent på verdensmar-kedene. Jordbruksvarer er effektivt skjermet mot importkonkurranse, og den innenland-ske prisen er eksogent bestemt via jordbruksoppgjøret.

224

i MSG-6 beregninger ikke kan få endogene bytteforholdsgevinster for en-keltvarer ved å variere eksportkvantum. På hjemmemarkedet er markeds-strukturen monopolistisk konkurranse. Heterogeniteten i bedriftenes pro-duktivitet fører til at den monopolistiske konkurransen blir asymmetrisk.En nærmere analyse av denne modellformuleringen er gitt i Holmøy ogHægeland (1997). Produsentene maksimererer eiernes nåverdi av kontant-strømmen etter skatt fra bedriften. Som for husholdningene, er forvent-ningene forutsatt å være perfekte. Dette influerer endogent prisen på kapi-taltjenester, som også fanger opp betydningen av beskatningen av kapita-linntekter både på bedriftens- og eierens hånd.

4. ANSLAG PÅ FINANSIERINGSBEHOV, PROSJEKTKOSTNADOG SKATTEFINANSIERINGSKOSTNADER

Prosjektets finansieringsbehov

Finansieringsbehovet knyttet til selve prosjektgjennomføringen beregnessom reduksjonen lump-sum overføringer til husholdningene som er til-strekkelig for å holde den offentlige budsjettbalansen uendret, dvs. detsom svarer til uttrykket ah IaLo i (11). Vi viste i avsnitt 2 også at markeds-prisen på den offentlige ressursbruken generelt hverken er lik den sam-funnsøkonomiske prosjektkostnaden eller det reelle finansieringsbehovet.Tabell 1 illustrerer at forskjellen varierer noe over simuleringsperioden.Uttrykt som et gjennomsnitt beregnet som en konstant årlig annuiteti 1 , erfinansieringsbehovet 85,3 mill. kr. i løpende verdi.

11 Denne annuiteten er beregnet som den konstante årlige lump-sum overføring som harsamme nåverdi over en uendelig horisont som den nåverdien av de årlige overførings-endringer som faktisk beregnes.

225

Tabell 1. Endring i offentlig budsjettbalanse som følge av økt kjøp avvarer og tjenester på 100 millioner 1992-kr. Tall i løpendepriser målt i millioner kroner

Umiddelbart Stasjonær effekt

Formuesinntekter -0,3 -0,1Direkte skatteinntekter 0,9 10,7Indirekte skatteinntekter -17,7 -1,7Trygde- og pensjonspremier 7,1 13,0U-hjelp (-) 0,1 0,6Subsidier (-) -1,2 0,3Offentlig konsum (-) 103,4 102,1Nettorealinvestering ikonsumkapital (-) -1,6 0,0=Finansieringsbehov 110,7 81,1

Hovedforklaringen på at det faktisk simulerte finansieringsbehovet rasktblir lavere enn 100 millioner, er at grunnlaget for direkte beskatning øker.Som vi skal komme tilbake til, reflekterer dette først og fremst selvbeskat-fling og Okt sysselsetting. På den annen side reduseres grunnlaget for deindirekte skatter fordi verdiskapning og etterspørsel reduseres i privat sek-tor. Bl.a. som følge av forbigående prisfall, er denne skattesvikten størstpå kort sikt.

Markedsprisene på de varer og tjenester som kjøpes av det offentlige, erendogene. økningen i offentlig resursbruk på 100 mill. i initiale 1992-pri-ser vil generelt ende opp med å koste noe annet etter at man også har tatthensyn til likevektsendringer i priser. Det er bare i de første årene at øk-ningen i netto utgifter påvirkes av endrede priser. F.eks. skyldes den umid-delbare reduksjonen i nettorealinvesteringer en viss reduksjon i prisene på.kapitalvarer i de første år etter prosjektgjennomføringen. Prosjektet repre-senterer imidlertid et såvidt marginalt skift i etterspørselsfunksjonene forde ulike varer og tjenester at priseffektene raskt blir relativt små.

Fastprisverdien av det offentlige konsumet øker med noe mer enn 100.Det skyldes reduserte inntekter fra salg av varer og tjenester til privat sek-tor, såkalte gebyrer, som er endogent. økningen i offentlig konsum skyl-des i noen grad fallet i markedssalget av offentlige tjenester. I tillegg beta-ler det offentlige for at en del private sektorer produserer det som klassifi-seres som offentlige tjenester i nasjonalregnskapet, eksempelvis undervis-

7 - NOT

226

fling eller helsepleie. Offentlig konsum er m.a.o. definert som et vare/tje-neste begrep. I modellberegningene er basisårets forholdstall beholdt mel-lom det private og offentlige bidraget til samlet produksjon av offentligetjenester. Det betyr at når en offentlig produksjonssektor øker sitt kjøp avvarer og tjenester, og dermed også produksjonen, vil samlet offentlig kon-sum av tjenesten øke noe mer fordi privat sektor også øker produksjonenav tjenesten. Vi viser til avsnitt 5.1 i HS for en nærmere diskusjon av be-handlingen av endringer i offentlig konsum.

Endelig kommer effekten på den offentlig budsjettbalansen av at enrekke offentlige stønader er endogene 12 , samt at de fleste overføringer ergjenstand for indeksering i forhold til generell lønns- og/eller prisstigning.Slike effekter spiller ingen stor rolle i våre beregninger da priseffektene,som nevnt, er små.

Samfunnsøkonomiske prosjektkostnader

Den rene prosjektkostnaden beregnes som velferdstapet ved å finansiereprosjektet gjennom redusert lump-sum overføring. For å få en dimensjonpå tallene som lettere kan sammenlignes med den årlige eksogene utgift-søkningen på 100 mill., er de omregnet til en ekvivalent konstant annui-tet 13 . Beregningen gir en annuitet for prosjektkostnaden lik 74,1 millioner1992-kroner, se tabell 2. Bak vårt kostnadsanslag ligger en direkte reduk-sjon i husholdningenes velferd på 81,1, samt en årlig økning i offentligkonsum på 7,0. Beregningene viser at husholdningenes nytte faller umid-delbart med 73,5. Den stasjonære nedgangen er 81,8 og oppnås etter vel 5simuleringsperioder.

12 Vi har i beregningene sett bort fra at U-hjelpen er antatt å være knyttet til nasjonalinntek-ten. I stedet har vi forutsatt at rea/verdien av U-hjelpen er uendret i alle beregningene.Videre er endringer i dagpenger til arbeidsledige neglisjert i våre beregninger, siden like-vektsmodellender ikke spesifiserer arbeidsledighet.

13 Den ekvivalente anuiteten er beregnet som den konstante årlige nytteendring som villegitt det samme neddiskonterte velferdstap som det MSG-6 beregner.

227

Tabell 2. Samfunnsøkonomisk kostnad ved ulike former for finansie-ring av en proporsjonal (dining av utgifter i alle offentligesektorer. Millioner 1992-kroner

Lump-sum Arbeidsgiveroverføringer avgift

Samlet kostnad = -(A + B) = C + D 74,1 79,5A. Årlig nytteindeks -81,1 -87,6B. Annet offentlig konsuml 7,0 8,1C. Prosjektkostnad 74,1 74,1D. Finansieringskostnad — 5,4

MCF = (C +D)/C 1,07Finansieringsbehov 85,3 85,3Prosjektkostnad i % av finansieringsbehov 86,9 86,9Finansieringskostnad i % av finansieringsbehov — 6,3

I Offentlig konsumøkning utover prosjektets markedspris på 100 mill. 92-kroner.

Vi har funnet det nyttig å starte med å forklare de viktigste grunnene til en-dringene i hovedbildet for priser og kvanta som er rapportert i tabell 3. Deninitiale impulsen på (modell)-økonomien er et skift i aggregerte etterspør-selsfunksjoner i arbeidsmarkedet og i vare- og tjenestemarkedene. Dendirekte priselastisiteten for disse etterspørselsfunksjonene er negativ, ogsånår man tar hensyn til at etterspørselsstrukturen her er avledet fra tilpas-ninger gjennom hele økonomien. La oss imidlertid foreløpig betinge reson-nementene på at husholdningene må justere sitt nyttenivå for å overholdeden intertemporale budsjettbetingelsen. Da er tilbudet av arbeid som funk-sjon av lønn stigende fordi substitusjonseffekten opererer alene. Tilbudskur-vene i vare- og tjenestemarkedene er også stigende fordi næringenesproduktfunksjoner har avtakende skalautbytte. De positive etterspørsels-skiftene fører derfor i første omgang til økte likevektspriser på arbeidskraftog hjemmeleveranser av produkter som er imperfekte substitutter forimport.

økningen i norske priser og kostnader svekker konkurranseevnen forkonkurranseutsatte bedrifter. Eksporten faller for å gjenopprette likevektmellom den gitte verdensmarkedsprisen og grensekostnaden for eksport-leveranser. På hjemmemarkedene vil norske varer tape markedsandeler tilimport for gitt nivå på etterspørselen. I tillegg vil den positive etterspør-selsimpulsen fra offentlig sektor også innebære importøkning selv om im-

228

portandelene ble holdt konstante. Dette skjer både fordi det offentlige selvvil importere noen varer direkte til prosjektet, men også fordi økte norskeleveranser via kryssløpet krever importert innsats av råvarer og kapitalva-rer for å bli produsert. Siden realkapital inneholder importerte varer medkonstant pris, vil prisen på arbeidskraft stige relativt til prisen på kapital.Dette genererer substitusjon i retning av mer kapital pr. arbeider, hvilketogså gir et positivt bidrag til økt import. Samlet gir disse forelOpige effek-tene en svekkelse av handelsbalansen i alle perioder. For å overholde denintertemporale restriksjonen på utenlandsgjelden, krever en ny generell li-kevekt at privat sektor øker sin finansielle sparing ved at husholdningenefår redusert nytte i alle perioder.

Redusert nytte har en positiv inntektseffekt på arbeidstilbudet, og dettepositive skiftet i (den partielle) arbeidstilbudskurven har isolert sett en ne-gativ effekt på likevektsnivået for lønnssatsene. Den ekspansive tilbuds-responsen fra husholdningene motvirker dermed lønnspresset som følgerav den initiale økningen i offentlig etterspørsel etter arbeidskraft. Samti-dig vil reduksjonen i privat etterspørsel etter varer og tjenester motvirkede prisdrivende effektene som fulgte av økt offentlige etterspørsel i dissemarkedene. Inntektsvirkningene som følger av at den intertemporale bud-sjettbetingelsen overholdes, fører altså til en modifikasjon av de virkning-ene på priser og lønnsnivå som ble indusert av det offentlige prosjektet.Faktisk viser denne beregningen at nettovirkningen på alle endogene pri-ser på hjemmeleveranser og timelønnssats blir nær null. Det betyr at deendelige likevektstilpasningene av produksjon og etterspørsel i de ulikemarkedene kan forklares med god nøyaktighet ved å se bort fra prisvirk-finger, og bare ta hensyn til de initiale etterspørselsendringene samt deinntektseffektene på privat konsum som følger av den endogene juste-ringen av husholdningenes nytte. Dermed vil det offentlige prosjektet for-trenge husholdningenes fritid og konsum i omtrent samme forhold. Øk-ningen i arbeidstilbudet er omtrent akkurat stor nok til å dekke det offent-lige prosjektets behov for arbeidskraft slik at sysselsettingen i privat næ-ringsliv er omtrent uendret.

Når vi her uttrykker oss i omtrentlige termer, skyldes det ikke så mye atendringen i priser er tilnærmet lik null, men først og fremst det faktum atendringene ikke er identiske på kort og lang sikt. De umiddelbare tilpas-ningene i økonomien preges av at forskyvningen mellom privat og offentligvare- og tjenestekonsum innebærer en vridning av etterspørselen bort fra

229

næringer med den høyeste kapitalintensiteten. Spesielt er boligkonsumetgenerert av nesten utelukkende tjenester fra bygningskapital. Vi hardessuten forutsatt at det offentlige prosjektet ikke innebærer investeringer inoen form for realkapital, det består kun av arbeidskraft og innsatsvarer.Når den nye likevekten krever en lavere beholdning av realkapital, vil det giseg dynamiske utslag via stock-flow dynamikk; det umiddelbare fallet i in-vesteringene bringer kapitalbeholdningen raskt ned på sitt nye og laverenivå. Beregningene viser at realkapitalbeholdningen på lang sikt får endretsammensetning; boligkapitalen reduseres, mens beholdningene øker av ma-skiner og transportmidler 14 . Tilpasningene av realkapitalens nivå og sam-mensetning skyldes sektorvridninger og i liten grad bedriftsintern substitu-sj on.

Tabell 3. Viktige reallokeringer på kort og lang sikt. Finansiering vedreduserte lump-sum overforinger. Absolutte endringer i for-hold til referansebane. Millioner kroner, faste 1992-priser.

Momentant 5 perioder Stasjonært

Volumindekser:Årlig nytteindeks -73,5 -81,4 -81,8

Fritid -36,6 -41,1 -41,4Varer og tjenester -37,0 -40,2 -40,4

Offentlig konsum 108,3 107,0 106,9Bruttorealinvesteringer -27,9 -2,4 -0,3

Industri 27,2 -0,3 0,4Boliger -61,1 -2,1 -1,1

øvrige bedrifter 6,1 0,0 0,4Nettoeksport 23,8 0,8 -0,6

Eksport 16,0 5,8 4,9Import -7,8 4,9 5,4

BNP 50,4 65,9 66,3Sysselsetting, personer 365 403 405Realkapital -27,5 -59,3 -62,9Løpende priser:Samlet sparing -12,4 -0,9 0,0

Netto finansinvesteringer =Overskudd på driftsbalansen 21,3 1,2 0,0Netto realinvesteringer -33,7 -2,1 0,0

14 Denne sammensetningsendringen forklarer at samlet kapitalslit øker selv om samlet real-kapitalbeholdning går ned; boligkapital har langt lavere årlig kapitalslitrate enn maskinerog transportmidler.

230

Størrelsen på velferdseffektene avhenger av hvordan disse omalloke-ringene er korrelert med idler mellom samfunnsøkonomisk marginalnytteog marginalkostnad i utgangspunktet. Vår tolkning av beregningene, sombl.a. er basert på systematiske virkningsberegninger på MSG-6, er at denstørste kilen ligger i bytte mellom fritid og privat konsum generert gjen-nom ekstra arbeidstid. Denne tolkningen motiverte utformingen og gjen-nomgangen av den stiliserte modellen i avsnitt 2. Ved enhver økning avarbeidstilbudet på bekostning av fritid, blir det generert en nettonytte-gevinst idet husholdningen får overført de realinntekter som de ekstraarbeidstimene genererer i form av skatter.

Mens fortrengningen av fritid bidrar til at prosjektkostnaden blir lavereenn markedsverdien av ressursbruken, trekker fortrengningen av privatkonsum i motsatt retning. Det skyldes at de indirekte skattene som hus-holdningene er villige til å betale for konsumgodene i gjennomsnitt erhøyere enn indirekte skatter betalt av det offentlige. Dette er hovedårsakentil at Vennemo (1991) finner at markedsprisen undervurderer prosjekt-kostnaden med mer enn 10 prosent. Denne effekten ligger altså også inne ivåre beregninger, men domineres av endringene i arbeidstilbudet. Vi kom-mer tilbake til en nærmere sammenligning av våre og andre resultaterlitteraturen i avsnitt 6.

Fortrengningen av privat vare- og tjenesteforbruk er størst på kort sikt.Til tross for økt aktivitetsnivå i økonomien, målt f.eks. med BNP, girdette en reduksjon av inntektene fra indirekte skatter momentant mednesten 18 millioner 1992-kroner. Redusert momsinngang står for halvpar-ten av dette, som også skyldes en forbigående sterk vridning mot eksport.En viktig enkeltfaktor bak denne skattenedgangen er nedjusteringen avbilbeholdningen. Bilkjøp er tungt skattlagt, og den momentane ned-gangen i kjøpet er langt sterkere når beholdningen skal ned, enn ned-gangen i senere perioder da kjøpsendringen bare reflekterer lavere samletreplasseringsbehov. På lang sikt faller inntektene fra indirekte skattermed snaue 2 millioner, og hele nedgangen skyldes lavere proveny fraproduktavgifter, mens momsinntektene er omtrent lik det de var i referan-sebanen. At momsinntektene ikke faller til tross for nedgangen i privatkonsum, reflekterer for det første at over 9 millioner av konsumfallet erredusert boligkonsum som ikke er momsbelagt. For det andre øker im-porten. For det tredje vil de sektorer som produserer ferdigvarer som ikkeer momsbelagt, betale netto moms på innsatsvarene. Siden økonomien

231

generelt vokser som følge av gjennomføringen av det offentlige prosjek-tet, vokser aktiviteten i denne typen sektorer, og det bidrar dermed til øktemomsinntekter.

Skattefinansieringskostnad for arbeidsgiveravgiften

Finansieringskostnaden knyttet til arbeidsgiveravgiften beregnes som dif-ferensen mellom velferdstapet når prosjektet finansieres med denne skat-ten og velferdstapet som oppstår ved finansiering gjennom redusert lump-sum overføring til husholdningene. I det følgende vil vi for korthets skyldreferere til Lump-sum alternativet som «SA» og arbeidsgiveravgiftsalter-nativet som «AA». Tabell 2 viser at finansieringskostnaden for arbeids-giveravgiften er 5,4 millioner regnet som konstant annuitet. Det gir enMCF lik 1,07.

De viktigste bidrag til skattefinansieringskostnaden for arbeidsgiver-avgift ble gjennomgått i avsnitt 2. Arbeidsgiveravgiftssatsen i modellenOker med bare ca. 0,25 prosentpoeng for å balansere offentlige budsjetterfordi provenybehovet er lite i forhold til grunnlaget for arbeidsgiveravgif-ten. De samlede insidensvirkningene fører til at det meste av avgiften vel-tes over på arbeidstilbydeme som dermed får en lavere fritidspris. Dettegir substitusjon fra arbeidstilbud til fritid som innebærer at fortrengningenav vare-og tjenestekonsum blir større, mens fortrengningen av fritid blirmindre enn i SA. Siden alternativkostnaden for vare- og tjenestekonsumeter høyere enn for fritid pga. skattekilen, gir vridningen fra privat konsumtil fritid en samfunnsøkonomisk kostnad.

232

Tabell 4. Viktige reallokeringer på kort og lang sikt. Finansiering vedOkt arbeidsgiveravgift. Absolutte endringer i forhold tilreferansebanen. Millioner kroner, faste 1992-priser.

Momentant 5 perioder Stasjonært

Volumindekser:Årlig nytteindeks -72,8 -88,1 -88,8

Fritid -24,9 -34,1 -34,4Varer og tjenester -48,1 -53,8 -54,1

Offentlig konsum 110,5 108,0 107,8Bruttorealinvesteringer -64,8 -5,9 -2,1

Industri 27,2 -1,5 -0,2Boliger -75,2 -3,2 -1,6øvrige bedrifter -15,9 -1,1 -0,4

Nettoeksport 47,1 -0,9 -3,6Eksport 17,3 -2,7 -4,5Import -29,7 -1,7 -0,9

BNP 224 48,4 48,9Sysselsetting, personer 265 343 346Realkapital -62,5 -118,5 -125,6Løpende priser:Samlet sparing -27,5 -1,6 0,0.

Nettofinansinvestennger =Overskudd på driftsbalansen 45,1 2,2 0,0Nettorealinvesteringer -72,7 -3,8 0,0

La oss se på noen andre kilder til velferdseffekter som ikke lot seg identi-fisere i den aggregerte modellen i avsnitt 2. Siden endringene i relativepriser er såvidt ubetydelige, blir den relative reduksjonen i bedriftenes øv-rige faktorinnsats også liten. Beregningene viser imidlertid at den relativereduksjonen i kapitalbeholdningen er sterkere enn den relative reduksjo-nen i sysselsettingen. Dette reflekterer hovedsaklig at nedgangen i hus-holdningenes konsum av varer og tjenester reduseres mer ved økt arbeids-giveravgift enn ved reduserte overføringer. Spesielt reduseres boligkonsu-met som nesten utelukkende produseres av realkapital. Denne vridningen ietterspørselens sammensetning forklarer dermed at den gjennomsnittligekapitalintensiteten for hele økonomien har falt. Dette bidrar til å forklareat BNP økningen er svakere i AA enn i SA. En slik forskjell må imidlertidikke forveksles med en velferdseffekt. Lavere investeringer i boligkapital,kommer husholdningene til gode i en eller annen form. Beregningene vi-

233

ser at det skjer en forbigående endring i sparingens sammensetning fra bo-liginvesteringer til økt eksportoverskudd og sterkere oppbygging av finan-sielle fordringer på utlandet ved å velge økning i arbeidsgiveravgift frem-for reduserte lump-sum overføringer som finansieringsform. På lengresikt er derimot bildet motsatt da man i AA i større grad enn i SA tærer pårenteinntektene gjennom et større løpende handelsunderskudd. Vi vet apriori at boligkapital er lempelig beskattet sammenlignet med annen real-kapital. En sammenligning av renten før skatt på finansielle fordringeroverfor utlandet og boligkapitalens netto marginalprodukt tilsier at envridning bort fra sparing i bolig, isolert sett innebærer en effektiviseringav ressursbruken som bidrar til å redusere skattefinansieringskostnadenfor arbeidsgiveravgift.

Den endringen som simuleres i sparesammensetningen kan virke littparadoksal siden man vil vente at en økning i arbeidsgiveravgiften villestimulere substitusjon i retning av høyere kapitalintensitet. Dette slår altsåikke til i generell likevekt, både fordi insidensvirkningen gjør at de produ-sentbetalte faktorprisene nesten ikke endres, og fordi den gjenværendesubstitusjonseffekten domineres av at den arbeidskraften som er tilgjenge-lig for privat sektor, er blitt redusert ved økt sysselsetting i det offentligeprosjektet. I dette bildet er det viktig å huske på at det offentlige prosjekteter forutsatt ikke å kreve realkapital.

Det intertemporale bildet er temmelig forskjellig i de to beregningene.Sammenlignet med SA, fører Okt arbeidsgiveravgift til en sterkere frem-skyving av den løpende velferdsstrømmen. Beregningene viser at den år-lige nyttestrømmen faller momentant med ca. 73 millioner 1992 kroner ibåde SA og AA. Den langsiktige stasjonære nedgangen er henholdsvis 82og 89 millioner. Denne tidsprofilen reflekterer endringene i samlet spa-ring. Dette skyldes intertemporal substitusjon som følge av variable priserover tid. Ved bruk av arbeidsgiveravgift blir det et forbigående mindreprispress i økonomien som følge av at investeringsfallet ikke oppveies avøkningen i nettoeksporten. Dette fører til en substitusjon av husholdninge-nes fulle konsum mot de første årene der konsumprisene er relativt lave iforhold til deres nivå i de senere periodene. Siden sparingen er skattlagt,dog svært lempelig når det gjelder boliginvesteringer, bidrar denne inter-temporale reallokeringen til velferdstap.

234

5. FØLSOMHETSBEREGNINGER

HS undersøker hvor sensitive anslagene på prosjekt- og skattefinansie-ringskostnader (på enhetsnivå) er overfor endringer i den offentlige res-sursbrukens størrelse og sammensetning, samt presumtivt viktige adferd-sparametre og alternative forutsetninger om markedenes funksjonsmåte.Vi finner at enhetskostnadene er svært nær konstante selv når ressursbru-ken økes fra 100 millioner til 30 milliarder 1992-kroner. Vi finner også atalternative forutsetninger om forventningsdannelse og intertemporal ad-ferd bare har neglisjerbar betydning for kostnadsanslagene. I lys av resul-tatene foran er det imidlertid ikke overraskende at anslagene er følsommeoverfor endringer i både ressursbrukens fordeling på arbeidskraft og inn-satsvarer, og i preferansene over fritid og annet konsum. Vi skal i det føl-gende se nærmere på hvilke utslag vi får av alternative forutsetninger omdisse forholdene.

Tabell 5 viser kostnadsanslagene ved tre alternative finansieringsformernår prosjektrammen på 100 millioner brukes på henholdsvis økt offentligsysselsetting og økt offentlig kjøp av vareinnsats. Vareinnsatsen er forut-satt å ha den sammensetningen den hadde i 1992 mhp. de enkelte varer ogtjenester, samt fordelingen på norske produkter og import. Resultatene de-monstrerer først og fremst at det er markedsprisen på arbeidskraft som erovervurdert i forhold til skyggeprisen. Det betyr at desto mer arbeidsinten-sivt det offentlige prosjektet er, desto mindre er den samfunnsøkonomiskekostnaden sammenlignet med den initiale markedsprisen. På den annenside er skattefinansieringskostnadene lavere når prosjektet benytter varerog tjenester i stedet for arbeidskraft.

Tabell 5. Kostnader ved okt sysselsetting og okt vareinnsats på tilsam-men 100 millioner 1992-kroner. Konstante annuiteter i milli-oner 1992-kroner.

Økt sysselsetting Okt vareinnsats

Over- Arbeidsgiver- Over- Arbeidsgiver-Winger avgift fOringer avgift

Samlet kostnad = -(A + B) = C + D 66,4 72,9 88,6 92,0A. Årlig nytteindeks -75,3 -83,1 -92,1 -96,1B. Annet offentlig konsumi 8,9 10,2 3,5 4,1

C. Prosjektkostnad 66,4 66,4 88,6 88,6D. Finansieringskostnad 6,5 3,3

MCF 1,10 1,04

Offentlig konsumokning utover prosjektets markedspris på 100 mill. 92-kr.

235

La oss så se på betydningen av parameterne i CES-nyttefunksjonen overfritid og annet konsum. Anslagene foran baserte seg på en substitusjonse-lastisitet mellom disse godene på 0,25 som er basert på Aaberge, Dagsvikog Strøm (1995). Fritid innenfor denne aggregerte beskrivelsen bør tolkessom den tiden som er igjen av den totale allokerbare tidsrammen etter at ar-beidstid er trukket fra. Fritidens initiale budsjettandel i MSG-6 er 0,5. Detteer en høy andel sammenlignet med hva Vennemo (1991), Brendemoen ogVennemo (1996) og Mathiesen (1996) har benyttet. I disse studiene ble friti-dens budsjettandel fastsatt lavt fordi man ønsket en lav inntektseffekt i ar-beidstilbudsrelasjonen. En slik oppfatning støtter seg til estimater på den di-rekte lønnselastisiteten i Aaberge et al. (1995). Utgangspunktet for fastleg-gingen av timekomponenten i fritidens budsjettandel i MSG-6 har i størregrad vært basert på norske tidsnyttingsundersøkelser, se Statistisk sentral-byrå (1992), og sammenlignet med tidsnyttingsundersøkelsenes tall er enfritidsandel på 0,5 et lavt anslag, se Bye og Holmøy (1997). Det herskermao. liten grad av konsensus og stor usikkerhet omkring hvordan man skaltolke informasjon om husholdningenes tidsbudsjett, og om hvordan manskal gi en aggregert representasjon av estimater utledet innenfor en helt an-nen modellstruktur. I tillegg kommer ulike økonometriske studier til for-skjellige estimater på de relevante parameterne. Vi har derfor testet følsom-heten overfor endringer i både andelsparameteren for fritid i CES-nytte-funksjonen definert over fritid og vare-og tjenestekonsum, samt substitu-sjonselastisiteten mellom disse to godene. I tabell 6 sammenlignes kost-nadsanslag basert på alternative anslag på denne substitusjonselastisiteten.

Tabell 6. Betydningen av okt substitusjonselastisitet (s) mellom fritidog annet konsum for prosjekt- og finansieringskostnader.Fritidsandel = 0,5. Konstante annuiteter i millioner 1992-kroner.

Overføringer Arbeidsgiveravgift

o = 0,25 o = 0,80 c = 0,25 o = 0,80

Samlet kostnad = -(A + B) = C + D 74,1 74,8 79,5 95,8A. Årlig nytteindeks -81,1 -81,9 -87,6 -107,1B. Annet offentlig konsumi 7,0 7,1 8,1 11,3C. Prosjektkostnad 74,1 74,8 74,1 74,8D. Finansieringskostnad — 5,4 21,1

MCF — 1,07 1,28

i Offentlig konsumøkning utover prosjektets markedspris på 100 mill. 92-kr.

236

Beregningene viser at en isolert økning i substitusjonselastisiteten mel-Jorn fritid og annet konsum ikke påvirker prosjektkostnaden, men at denhar stor betydning for den ekstra finansieringskostnaden ved bruk avarbeidsgiveravgift. Dette er intuitivt rimelig siden den rene ressursbrukenhar neglisjerbare virkninger på relative priser, og da spiller ikke størrelsenpå substitusjonselastisiteten noen rolle for tilpasningsendringene. Okt ar-beidsgiveravgift derimot har en direkte negativ substitusjonsvirkning påarbeidstilbudet som nå blir forsterket. Da vris sammensetningen av detsom prosjektet fortrenger fra fritid til privat konsum, og det gir økte sam-funnsøkonomiske kostnader.

Tabell 7 viser hvordan kostnadsanslagene endres av å rekalibrere mo-dellen for husholdningstilpasningen til en betydelige lavere tidsramme forden tiden som endogent kan allokeres til arbeid eller fritid. Konkret ertidsrammen redusert slik at den initiale budsjettandelen for fritid reduseresfra 0,5 til 0,1. Lavere budsjettandel for fritid svekker den negative inn-tektseffekten på arbeidstilbudet som genereres av prosjektet. Vi skulledermed forvente høyere anslag på prosjektkostnadene ved denne papra-meterendringen. Denne intuisjonen bekreftes av beregningene.

Tabell 7. Betydningen av redusert inntektseffekt i arbeidstilbudet forprosjektkostnaden. Konstante annuiteter i millioner 1992-kroner

Frit.andel=0,5 Fricandel=0,1

Samlet kostnad = -(A + B) = C 74,1 94,6A. Årlig nytteindeks -81,1 -105,8B. Annet offentlig konsuml 7,0 11,2C. Prosjektkostnad 74,1 94,6

J Offentlig konsumøkning utover prosjektets markedspris på 100 mill. 92-kr.

6. AVSLUTTENDE MERKNADER

I våre hovedberegninger finner vi at de samfunnsøkonomiske prosjekt-kostnadene er ca. 74 prosent av markedsprisen på ressursbruken. Finansi-eringsbehovet utgjør ca. 85 prosent av markedsprisen. Finansieringskost-nadene målt ved MCF er ca. 1,08 for arbeidsgiveravgift. Beregningene iHS gir samme anslag på MCF for både moms og personskatt på inntekt.

237

Dette er vesentlig lavere anslag på både prosjekt- og finansieringskost-nader ved offentlig ressursbruk enn tidligere norske studier, se Vennemo(1991). Flere utenlandske studier har også kommet med høyere kostnads-anslag enn oss, men det finnes også studier med anslag i sammestørrelsesorden. En årsak til forskjellen mellom anslagene i HS og Venne-mos resultater er at Vennemo beregner målet MCF som forholdet mellomvelferdsendringen og den initiale markedsverden av prosjektet, dvs. vedi terminologien fra avsnitt 2. Dermed inkluderer Vennemo effekten av at

forholdet mellom skyggepris og markedspris kan avvike fra 1 i sitt MCFmål. Gitt at MCF skal fungere som et mål på skattefinansieringskostna-den, mener vi at vår definisjon er å foretrekke fremfor den Vennemo harbasert seg på. I kapittel 8 i HS argumenteres det videre for at det særlig erforhold knyttet til husholdningenes initiale beholdning av tid, samt substi-tuerbarheten mellom fritid og annet konsum som er kritiske for resulta-tene. I våre beregninger er yrkesbefolkningens tidsbeholdning og fritids-konsum større enn hos Vennemo, mens substitusjonselastisiteten mellomfritid og annet konsum er lavere. Dessuten består ressursbruk i Vennemosberegninger bare av vareinnsats, og ingen arbeidsinnsats. Dette bidrarogså til å trekke prosjektkostnaden opp i forhold til vår hovedberegningder sysselsetting utgjør den største andel av ressursbruken. Et ytterligeremoment er at det synes som om endogent prisfall på norsk eksport gir etbytteforholdstap overfor utlandet i Vennemos beregninger som ikke finnesi HS.

Det synes som en relativt opplagt konlusjon at mer pålitelige anslag påsamfunnsøkonomiske prosjekt- og skattefinansieringskostnader først ogfremst krever sikrere estimater på parametere som bestemmer hushold-ningenes adferd på arbeidsmarkedet. Før man etterlyser nye empiriske/økonometriske studier av denne adferden, bør man uansett strebe mot å ut-nytte det som allerede finnes av tilgjengelig relevant informasjon mestmulig systematisk. Vi har sett at tallfestingen av den initiale tilpasningenav tidsbudsjettet har stor betydning for resultatene. På dette punktet virkerdet vanskelig å begrunne at man ikke skal tillegge tidsnyttingsundersøkel-ser stor vekt. Mulighetene for å estimere pris- og inntektselastisiteter er iutgangspunktet en langt mer krevende oppgave. Blant eksisterende øko-nometriske studier legges det av mange størst vekt på estimatene iAaberge et al. (1995). Dette gjøres også av både HS, Vennemo (1991) ogMathiesen (1996), men det er åpenbart ikke enkelt å bli enige om hvordan

238

man skal gi en aggregert representasjon av de mikrøkonometriske resulta-tene for de heterogene gruppene av potensielle arbeidstilbydere i Aabergeet al. (1995). Et interessant prosjekt ville derfor være å beregne virkning-ene av økt offentlig ressurbruk og skatteendringer gjennom en iterativbruk av både MSG-6 og den mikrosimuleringsmodellen som er estimertav Aaberge et al. (1995). En slik iterativ modellbruk ville minimert det in-formasjonstapet som påløper når man skal oversette resultatene i mikrosi-muleringsmodellen til en makrorepresentasjon.

Det er også grunn til å peke på at tidsbruken er behandlet på en lite ny-ansert mate i våre beregninger både når det gjelder husholdnings- og be-driftsadferd. Dersom all tidsbruk innenfor den residualposten vi har kaltfritid har tilnærmet lik skyggepris som lønn etter marginalskatt, trengerikke en slik aggregert beskrivelse å føre til skjeve anslag på prosjekt- ogskattefinansieringskostnader. Det eksisterer imidlertid en rekke imperfek-sjoner, bl.a. generert av skattesystemet, i markedene for de varer og tje-nester som produseres i hjemmet. Dette kan tilsi ulike skyggepriser for al-ternativene til lønnet arbeidstid utenfor hjemmet. Det finnes etterhvert noerelevant informasjon om disse forholdene, se f.eks. Brathaug (1990), sommuligens kan utnyttes i senere analyser.

På etterspørselssiden i arbeidsmarkedet er arbeidstimene antatt å værefullstendig homogene i våre beregninger. Alternativkostnaden knyttet tilOkt offentlig sysselsetting kan imidlertid variere mellom ulike yrkesgrup-per, utdanningsnivåer, og næringsvis tilknytning. Bedret tilgang på disag-gregerte data for arbeidsmarkedet, samt det empiriske arbeidet i Hægelandog Klette (1997), bør gjøre det mulig å forbedre modellen på dette områ-det. Betydningen av hva som skjer i arbeidsmarkedet for våre kostnads-anslag, gjør det også naturlig at man beskriver dette markedet mer nøyak-tig enn det man har gjort i MSG-6 der det er forutsatt fri konkurranse.

Forslag om ytterligere utvidelse og disaggregering av modellen ledeross imidlertid til en anbefaling som gjelder bruk av store numeriske mo-deller generelt. Jo større en modell blir, desto vanskeligere er det selvsagtå gjennomskue årsakene til at de endogene løsningene blir som de faktiskblir. Numeriske modellberegninger har begrenset verdi dersom de ikkekan suppleres med tolkninger som er logisk konsistente med modellensinnhold. De tolkninger av resultatene som er gitt i HS og i denne artikke-len, er ment å oppfylle dette kravet, men vi savner et verktøy for tolkningav simuleringsresultatene som gjør det mulig å foreta en kvantitativ de-

239

komponering av velferdstapet i bidrag fra presumptivt interessante effek-ter. Utvikling av et slikt dekomponeringsverktøy er kanskje like fruktbartsom ytterligere raffinering av selve modellen. Spesielt kan en slik dekom-ponering også gi informasjon om hvilken retning modellutvidelsene borta. De velferdsbidrag som viser seg store vil naturlig fremstå som områderder det trolig er mest fruktbart å øke detaljeringsgraden i det videre mo-delleringsarbeidet. Vår anbefaling av en mer detaljert modellering av bådetilbuds- og ettersporselssiden i arbeidsmarkedet er i tråd med hva vi trorville kommet ut av å benytte en slik formell dekomponering av kostnads-anslagene.

Referanser:Aaberge, R., J. Dagsvik og S. Strøm (1995): Labour supply responses and welfare effects of

tax reforms, Scandinavian Journal of Economics 97, 635-659.Aasness, J. og B. Holtsmark (1995): Effects on consumer demand patterns of falling prices

in telecommunication, Working Paper 1995:8, Center for International Climate andEnvironmental Research — Oslo (CICERO).

Ballard, C.L. and D. Fullerton (1992): Distortionary taxes and the provision of public goods,Journal of Economic Perspectives 6, 3, 117-131.

Brathaug, A. L. (1990): Verdiskaping i husholdningene, Økonomiske analyser 3/90, Statis-tisk sentralbyrå.

Brendemoen, A. and H. Vennemo (1996): The marginal cost of public funds in the precenceof environmental externalities, Scandinavian Journal of Economics 98, 405-422.

Bye, B. og E. Holmøy (1997): Household behaviour in the MSG-6 model, Documents 97/13,Statistisk sentralbyrå.

Dreze, J. og N. Stern (1987): The theory of cost-benefit analysis». In Auerbach, A. and M.Feldstein (eds.): Handbook of Public Economics, vol. 1, Elsevier Science PublishersB.V. (North-Holland Publishing Company).

Hagen, K.P. og U. Pedersen (1992): «Offentlige kalkylepriser». I Hagen, K.P., S. Ekern, T.Johnsen og U. Pedersen (red.): Det offentlige som investor, SNF-rapport 92/92, SNF-Bergen.

Holmøy, E. og T. Hægeland (1997): Aggregate Productivity Effects of Technology Shocksin a Model of Heterogeneous Firms: The Importance of Equilibrium Adjustments,Discussion Paper 198, Statistics Norway.

Holmøy, E. og B. Strøm (1997): Samfunnsøkonomiske kostnader av offentlig ressursbruk ogulike finansieringsformer — beregninger basert på en disaggregert generell likevekts-modell, Rapporter 97/16, Statistisk sentralbyrå.

Hægeland, T. og T. J. Klette (1997): Do higher wages reflect higher productivity? Education,gender and experience premia in a matched plant-worker data set, Mimeo, Statistisksentralbyrå.

240

Håkonsen, L. og L. Mathiesen (1997): Samfunnsøkonomiske kostnader ved økt offentlig res-sursbruk. En analyse basert på en enkel generell likevektsmodell, artikkel i dette nr.av Norsk økonomisk tidsskrift.

Klette, T.J. (1994): Estimating price-cost margins and scale economies from a panel ofmicrodata, Discussion Paper 130, Statistics Norway.

Mathiesen, L. (1996): Grønne skattereform: Beregning av noen konsekvenser, SNF-rapport30/96, SNF-Bergen.

Pedersen, U. (1994): Effektivitetskostnader ved beskatning, SNF-rapport 26/94, Stiftelsen forsamfunns- og næringslivsforskning, Bergen.

Sandmo, A. (1997): Redistribution and the marginal cost of public funds, Discussion paper8/97, Norges Handelshøyskole.

Snow, A. and R.S. Warren Jr. (1996): The marginal welfare cost of public funds: Theory andestimates, Journal of Public Economics 61, 289-305.

Statistisk sentralbyrå (1992): Tidsnyttingsundersøkelsen, NOS C 10.Vennemo, H. (1991): An applied general equilibrium assessment of the marginal cost of

public funds in Norway, Discussion Paper 62, Statistics Norway.

241

ARTIKKELFORFATTERE I DETTE NUMMER

Ragnar Torvik, dr polit. fra Universitetet i Oslo (1995), er fOrste-amanuensis ved Institutt for sosialokonomi, NTNU, og spesialrådgi-ver i Norges Bank.

Hege Torp, er forskningsleder ved Institutt for samfunnsforskning.Hun er cand oecon, 1978, fra Universitetet i Oslo (lic philos, 1983).

Oddbjørn Raaum, er forsker ved Senter for samfunns- og ncerings-livsforskning. Han er dr polit, 1991, fra Universitetet i Oslo.

Lars Mathiesen er professor i samfunnsøkonomi ved Norges Han-delshOyskole.

Lars Hiikonsen er stipendiat ved Norges Handelshøyskole.

Erling Holmoy er cand. oecon. fra 1984, og arbeider som forsker iStatistisk sentralbyrå.

242

English Summary

Ragnar Torvik

FISCAL POLICY AND ECONOMIC GROWTH— AN OVERVIEW

New growth theory can contribute to the understanding of how fiscal policyaffects long run economic growth. The article points out important theoreticalmechanisms for the connection between fiscal policy and economic growth, andpresents an overview of empirical results for these. Towards the end the policyimplications that can be drawn from the literature are discussed.

Oddbjørn Raaum and Hege Torp

DOES PARTICIPATION IN LABOUR MARKET PROGRAMMESSHORTEN FUTURE PERIODS OF UNEMPLOYMENT?

When analyzing cross section data for 3 683 unemployed, we are not able to con-firm that taking part in labour market programmes during a 12 month period, re-duces expected duration of later unemployment. The dependent variable is thenumber of months registered as unemployed or participating in active labourmarket programmes during a 30 month post training period. Our register datareduce problems with measurement errors and random variation in outcomes,compared to survey information on labour market status at a given point of time.We use non-participating training applicants to simulate the counterfactual out-come for participants, if they had not been participating. This design reduces theunobserved heterogeneity and the potential for selection bias, compared with themore common design where participants are compared with a random sample ofunemployed. A longer duration of post training unemployment does not necessa-rily reflect lower employment, as training may increase the propensity to partici-pate in the registered labour force.

243

English Summary

Lars Mikonsen and Lars Mathiesen

ON THE MEASUREMENT OF THE COST OF PUBLIC FUNDS

In a CGE-model of the Norwegian Economy, HolmOy and StrOm (1997) computethe welfare cost of increased public consumption. They find that private welfaredeclines by 70 to 80% of the increase in public expenditures. Such a result mightat first glance seem surprising.

However, on comparing increased public consumption with reduced privatewelfare in a CGE model, there are several issues which potentially can explainHolmOy and Strom 's results. In this paper we focus on two such issues: i) Doesan increase in public consumption reflect the increase in payable taxes for theprivate sector? ii) How should one measure the change in private welfare suchthat the real economic costs and deadweight losses are consistently represented?

These questions are analysed by means of a highly simplified CGE-model.With assumptions about the representative household's preferences comparableto those used by HolmOy and StrOm (1997), we find that the marginal deadweightloss from increased distortionary taxation is 7.5%. If we adopt an elasticity ofsubstitution large enough to give a positive wage elasticity of labour supply,however, we find marginal deadweight losses in order of 50%.

Erling HolmOY

THE SOCIAL COST OF INCREASED PUBLIC SECTORCONSUMPTION

This paper presents and discusses estimates of the social cost of resource use in apublic project that is assumed to have no direct effect on the demand and supplyschedules in the private sector, The social cost is measured by the utility loss forhouseholds. It is decomposed into a pure shadow price of the resources, and acost of raising the public funds necessary to finance the project. A disaggregatedintertemporal CGE model for the Norwegian economy, MSG-6, has been used tocalculate the cost estimates. These are considerably lower than correspondingestimates found in other studies. Especially, the shadow price of the resources isfound to be 74 percent of the market price and the marginal cost of public fundsassociated with the pay-roll tax is 1.07. The results are found to be sensitive tochanges in the labour intensity of the project as well as to the parameters deter-mining the labour supply. On the other hand, the cost estimates are insensitive tochanges in parameters related to intertemporal behaviour.

244

1997

Innhold

Artikler: SideQAISAR FAROOQ OG ESPEN FRØYLAND:

Empirisk modellering av norske pengemarkeds- ogobligasjonsrenter 63

ERLING HOLMØY: Samfunnsøkonomiske kostnader ved øktoffentlig ressursbruk: Beregninger på en anvendt generelllikevektsmodell 207

TORBJØRN HÆGELAND: Hvor mye bidrar økt utdanning tilØkonomisk vekst? 93

LARS HÅKONSEN OG LARS MATHIESEN:Om måling av samfunnsøkonomiske kostnader ved øktoffentlig ressursbruk 185

KNUT LOYLAND OG VIDAR RINGSTAD:Inntektsvirkninger av arbeidsløshet 35

KNUT A. MAGNUSSEN: Konsumatferd, kredittrasjonering ogforsiktighetsmotivert sparing — En analyse på norskemakrodata 1984-94

1

ODDBJØRN RAAUM OG HEGE TORP:Bidrar deltakelse på arbeidsmarkedstiltak til å forkorteframtidige arbeidsløshetsperioder? 153

RAGNAR TORVIK: Finanspolitikk og økonomisk vekst— En oversikt 129

Bokanmeldelser 121, 241

Omtale av artikkelforfattere 126, 241

English Summaries 127, 242

245

MELDING FRA REDAKSJONEN

For å sikre den faglige kvaliteten på de arbeider som blir publisert itidsskriftet, er redaksjonen helt avhengig av konsulenter. I Wet avdet siste året har en lang rekke personer virket som konsulenter, ogderes innsats har vært til uvurderlig hjelp. Redaksjonen i Norsk Oko-nomisk Tidsskrift vil derfor rette en stor takk til folgende personerfor den innsats de har lagt ned for å bevare NOT som et viktig oglevende tidsskrift i det norske økonom-miljøet:

Qaisar Farooq Akram, Morten Berg, Olav Bjerkholt, Hilde Bojer, KjellArne Brekke,Vidar Christiansen, John K. Dagsvik, Erling Eide, SjurFlåm, Finn R. Førsund, Rolf Golombek, Røgnvaldur Hannesson, TorbjørnHægeland, Tom Kornstad, Øystein Kravdal, Pål Longva, Espen R. Moen,Knut Anton Mork, B. Gabriela Mundaca, Ragnar Nymoen, Tone Ognedal,Øystein Olsen, Petter Osmundsen, Arvid Raknerud, Asbjørn Rødseth,Knut Roed, Agnar Sandmo, Guttorm Schjelderup, Terje Skjerpen, JonStrand, Steinar Strøm, Ragnar Torvik, Bertil Tungodden, HaakonVennemo, Rolf Aaberge.

VEILEDNING FOR BIDRAGSYTERE

1. Norsk økonomisk Tidsskrift tar sikte ph 5. trykke økonomiske artiklerbade av empirisk og teoretisk art. Tidsskriftet tar imidlertid ikke sikte paå bringe teknisk høyt spesialiserte bidrag med en begrenset leserkrets.Rent teoretiske artikler bør enten være oversikter der forfatteren gir eninnføring av allmen interesse, eller de bør være rettet mot en konkretproblemstilling av interesse for norske lesere. Tidsskriftet tilstreberforøvrig å være et forum for empiriske studier av norske økonomiskeforhold, og for analyse av — og debatt omkring — norsk Økonomiskpolitikk.

2. Manuskriptet sendes i tre eksemplarer til Sosialøkonomenes forening.Manuskriptet bør generelt ikke være lengre enn 25 maskinskrevne sider.Et sammendrag pa ikke over hundre ord legges ved. Sammendraget skalogså oversettes til engelsk. Manuskript som er akseptert for publiseringØnskes også tilsendt på diskett, merket med navn og koder.

3. Tabeller, figurer, appendikser, fotnoter og referanser bør følge etter selveteksten. I teksten angis omtrentlig hvor tabeller og figurer skal trykkes.

4. Referansene skal ha følgende form:

Johansen, L. (1982): Kriser og beslutningssysterner i samfunnsøkonomien.Universitetsforlaget, Oslo.

Strand, J. (1983): «Structure and Efficiency of Reputational LaborContracts», Stanford Workshop on Factor Markets, Research PaperNo. 46.

Isachsen, A. J. og J. T. Klovland (1982): «Pengemengde og inflasjon,hvordan gikk det?», SosialOkonomen 36 Nr. 1, 11-13.

5. Referanser i teksten skal være til forfatter og årstall, eksempelvisJohansen (1982).

6. Forfattere mottar 20 gratis særtrykk av artikler. Flere særtrykk kanbestilles.

C-blad Retur: Norsk Økonomisk TidsskriftPostboks 8872 Youngstorget0028 OSLO

ISSN 0801-9568 Trykk: Grafisk Hus a.s, Bergen