Direkte nedlasting av pdf

samfunnsokonomene.no

Direkte nedlasting av pdf

I den avsluttende plenumssesjonenavslørte Jens Stoltenberg at også politikerekan ha betydelig økonomiskinnsikt. Samtidig minna han oss omat økonomene ikke må bli så kneblaav Frisch si tese om å skille sak ogvurdering at vi ikke begir oss inn pdfelter som krevde vurdering. Ved åforeta vurderinger ville forskninga blibedre, noe som i neste omgang villegi bedre vurderinger. Deretter gikkhan over til hovedtemaet: makroøkonomiskstyring av små åpne oljeøkonomierunder mindretallsregjeringer.I likhet med fleire andre pekte Stoltenbergpå problema knytta til at detkun var et fåtall som hadde lest meirØkonomi enn innledningskapitla i eiinnføringsbok i økonomi. Han eksemplifisertedette med å vise til atnår økonomien går godt — skatteinntekteneer høge og utbetalingene tilde uten arbeid er låge — skal statsbudsjettetvære stramt, mens det motsatteer tilfelle under lågkonjunkturer. Dernestpåpekte han kontrastene mellom,statsbudsjettet og generasjonsregnskapet,mens det første nødvendigvisikke skal balansere, ofte er det motsattetilfelle, så må generasjonsregnskapetvære i balanse. Denne kontrastenbrukte han så til å problematisereover bruken av motkonjunkturpolitikkmed å stille de polemiske spørsmåla«når er svingninger kortsiktige»og «hvor lenge er kortsiktig».Som en matglad representant fraNorges landbrukshøgskole ved åretsforskermøte er det ikke til å unngå atjeg også må rette søkelyset på festmiddagen.Her var det imidlertid ikkematen som kom til å få mest oppmerksomhet.Tildelinga av prisen forbeste publikasjon til Hermod Skdnlandsitt poengterte debattinnlegg«En pengepolitikk for Norge — etterSolidaridetsalternativet» i Sosialøkonomen(nr. 7/1998) sto naturlig nok ihøgsetet. En populær og høst fortjenttildeling. Kveldens hovedtaler, KåreWilloch, omtalte også Skånland i megetrosende ordelag. Høgdepunktetvar når Willoch, med uvanlig beskjedenhettil han å være, kunne opplyseat den gangen Skånland ble utnemnttil sjef for Norges Bank, så var det enstilling han sjøl kunne tenke seg, menat han fort kom til den erkjennelse atdet var best det gikk som det gikk (oghan ble Fylkesmann i Oslo/Akershus).Dette var kvelden for de store taler.Kveldens takk-for-maten tale var noken elevert forestilling, der den beskjednebergenser Steinar Strøm,brukte lite tid på maten, noe tid påØkonomi og mest tid på å snakke omvin. For de matglade som ved en feiltakelsehadde uteblitt fra årets forskermøte,kan jeg derfor opplyse omat maten var meget bra. Nydelig rødvinsmarinertereker i avocado, akkuratpasse stekt (norsk?) lammefiletmed tilbehør og en velsmakende dessert,alt ledsaget av en meget liberalskjenkepraksis, bidro til en god stemningved bordet.Tilbake til det faglige. Fleire megetgode innlegg over mange forskjelligetema. Kort sagt, mye nytt å lære forde fleste av oss. Om jeg skal rette pekefingerenmot noe, så måtte det værelitt kort tid til presentasjon av innleggog alt for kort tid til diskusjon ogkommentarer til innlegga. Dette bledrøfta på årsmøtet i forskeravdelinga.Ulike forslag for å optimalisere tidsbrukenble framsatt. Samtidig var detunison oppslutning om å opprettholdedagens praksis med at forskermøtetogså skal være et forum der yngreforskere kan få presentere og mottatilbakemelding på forskninga si.Stor takk til arrangementskomiteen,i første rekke BIs representanteri komiteen, Solveig Lothe og ChristianRiis, samt til Inger Kurds i Sosialøkonomenesforening, for et megetvel gjennomført forskermøte. Jeg harstore forventninger til neste års forskermøtei Bergen, og har alleredesatt av den første mandagen og tirsdagenetter nyttårshelga.Eirik RomstadNorges LandbrukshøgskoleCA. ønsker alle rdre lesereet riktig- godt no drSOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 3


•9 MU,•SOSIALØKONOMPRISENSosialokonomprisen 98Sosialokonomprisen deles nå ut for10. gang. Prisen gis til den artikkel iSosialøkonomen og Norsk OkonomiskTidsskrift som «best forener ethøyt faglig nivå med en god presentasjonsform».Prisen innebærer først ogfremst ære, men omfatter også et grafiskbilde av H.M. Buflod og en sjekkpålydende 10.000 kr. fra De EldreHerrers Fond. Bedømmelseskomiteenhar i år bestått av professorene JanTore Klovland og Victor Norman vedNorges Handelshøgskole og undertegnedeved Norges Teknisk-NaturvitenskapeligeUniversitet.Bedømmelseskomiteen har i sisteårs publikasjoner funnet spennendefagartikler og mange interessante aktuellekommentarer og debattinnlegg.Tidsskriftene gav viktige bidrag tilden offentlige debatt, spesielt omkontantstøtte, miljøtiltak og valutapolitikk.Det gis honnør til forening ogredaksjon for arbeidet med tidsskriftene.Komiteen har valgt en aktuellkommentar om penge- og valutapolitikksom årets prisvinner — HermodSkånland har skrevet «En pengepolitikkfor Norge — etter solidaritetsalternativet»i Sosialøkonomen nr. 7,1998. Komiteen finner at den kombinererskarp faglig analyse med elegantformulering, og bidrar til en oppryddingi debatten om penge- og valutapolitikk.For ordens skyld vil komiteengjøre klart at når en pris gis tilet innlegg i offentlig debatt, betyr detikke at innleggets økonomisk-politiskekonklusjoner nødvendigvis gisstøtte.Hermod Skånland's aktuelle kommentarer bygd opp som argumentasjonfor en økonomisk-politisk losningfor landet. Klarheten i argumentasjonengjør den lett å fOlge og dermedlett å være enig i. Det er endaviktigere for komiteen at det er en artikkelsom det er lett å være uenig i.Forfatterens vurderinger er eksplisitteog tydelige.Innholdsmessig legger komiteenvekt på to bidrag. For det forste representererartikkelen en klargjøring avforutsetninger og virkemåte for solidaritetsalternativet.Evalueringen avsolidaritetsalternativet er basert påaktuelle data, historiske erfaringer, oginternasjonale monstre. Det leggesvekt på hvordan finanspolitikk oglønnsdannelse skulle støtte opp undervalutapolitikken. Videre vises hvordanEU og Norge i de senere år harhatt motsatte konjunkturer, og atEU's pengepolitikk således er lite tilpassetnorske stabilitetsbehov. For detandre gjor artikkelen rede for hvordanet nytt regime kan realiseres —både alternative formuleringer av politiskemål, overgangsordninger, lov--grunnlag, og politiske beslutningsmekanismer.Artikkelen gir godt grunnlagfor videre debatt om penge- ogvalutapolitikken.Når Hermod Skånland får årets sosialokonompriser det grunn til også åtrekke fram forfatterens faglige bidragtil offentlig debatt over lang tid.Vi har funnet ca. 20 innlegg i Sosial-Okonomen gjennom vel 30 år. Alle erpreget av høy faglig kvalitet og elegantform. Alle er aktivt argumenterendefor økonomisk-politiske losflingerog viser et sterkt underliggendesamfunnsengasjement. HermodSkånland er derfor et godt forbildesom kan stimulere yngre forskeretil å publisere i våre tidsskrifter— noe som også er formålet for prisen.JOrn Ratts0Jorn Rasttso (t.v.) overrekker Hermod Skånland Sosialokonomprisen for 1998.4 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


KÅRE WILLOCH:FORSKERMØTETale ved en middag for sosialokonomiskeforskere, med spesiell vekt på at HermodSkånland har fått årets pris for beste artikkelom et sosialokonomisk temaI 1852 uttalte daværende danske statminister,C.A. Bluhme, i DanmarksFolketing om en sak at «saa er detvirkelig sandt, men sandt med Modifikation,at ....(osv.)». Derved ga hanopphav til en av våre mest treffendepolitiske språkblomster, en av demange gaver fra dansk til norsk, selvmotsigendeog likevel klarleggendetil alle tider, nemlig en Sannhet medmodifikasjoner.Det er en slik type sannhet manmøter når man hører at Hermod Skånlandvar nestformann i Norges Banksdireksjon fra 1971-85. Selvfølgeligvar han det, for det hadde jo Kongenbestemt. Men sannheten fikk tidligsin modifikasjon. Skånland ble rasktnoe mer enn noen viseformann idenne ærverdige direksjon haddevært før ham. Han ble i stadig høyeregrad bankens ansikt utad, lenge førhan selv overtok også den formelleledelse av den.Som dagens sentralbanksjef komhan jo fra en embetsstilling i Finansdepartmentet,der forsiktig tilbakeholdenhetog offisiell respekt for politikernesforutsatte klokskap ligger ibåde vegger og luft. Men han klartepå en forbilledlig måte overgangen tilden mer utadvendte rådgivende ogom nødvendig refsende oppgave somen lederstilling i Norges Bank varallerede den gang, og som den måttebli og virkelig ble stadig mer i hanstid i banken. En sentralbanksjef måikke være mediesky. Og om det er braå være lojal av natur, er det viktig åhandle utfra en klar erkjennelse av atlojalitetens innretning må være enannen utenfor departementene enn innenfor.Sentralbanksjefens forhold tilregjeringen må være fundamentaltforskjellig fra departementsembetsmannens.Embetsmannen har en del ålegge fra seg når han flytter til NorgesBank. Gode forhold til politikere erbra å ha for en sentralbanksjef, mendet er folket som er de egentlige sjefer,og dets interesser som må væreden øverste rettesnor. BjørnstjerneBjømsom ville antakelig ha vært enfryktelig sentralbanksjef. Men han sanoe som sentralbanksjefer må leve efter:«Dog fred er ej det bedste, men atman noget vil!»Alt dette erkjente Hermod Skånlandi praksis lenge før han også formeltble øverste leder i banken i1985. Det behøver ikke lenger værenoen hemmelighet at det i hvert fallfra begynnelsen av 1980-tallet gjernevar ham man henvendte seg til, nården politiske ledelse trengte de fagligeråd som han og Norges Banksimponerende apparat kunne gi, og atdet i banken var han som oftest tokinitiativ overfor regjeringen, til foreldrelandetsbeste, og regjeringens intellektuellestimulans.Det behøver for så vidt heller ikkevære noen hemmelighet at da sentralbanksjefstillingenskulle besettes i1985, hadde statsministeren selv godlyst på oppgaven. Men han hadde helletmed seg, som vanlig. Han syntesikke det gikk an å forlate den stillingenhan hadde, og dessuten, Wmdet avgjørende, at som sentralbanksjefvar Skånland et bedre valg. Ieftertid kan alle være glade for det.Jeg behøver knapt minne om hvilkenkonstellasjon mellom regjering ogsentralbank man kunne ha fått efterkrisen i 1986, hvis Uriasposten ikkehadde gått til Skånland året før.Det formelle skifte i Norges Bank i1985 kom midt i et høydepunkt i en avde bølger av hemningsløs økonomisklettsindighet som hvert tolvte år skyllergjennom den norske oljealderenspolitiske miljø, nær sagt over altutenom det egentlige høyre. Den førstebølgen kom i 1973, da oljeinntekteneble tatt på forskudd for å finansiereen strøm av reformer som skullevinne velgerne tilbake til Arbeiderpartietefter det første nederlaget i EFstriden.Den andre bølgen kom i 1985,da oljeinntektene var høye og detsamme partiet slo til med alle tidersstørste overbud, som til utrolig overmålfikk navnet «velgergaranti». Dentredje bølgen brøt løs i 1997, da flereenn Carl Ivar trodde at man kunnebruke oljeinntekter som lottopenger,og de kristelige viste sin hjertevarmeved mer timide valgløfter, som likevelnesten kunne måle seg med de som blelansert under forrige bølge.Den fjerde bølgen vil komme foranvalget i 2009, fordi vi da ennå ikke vilha rukket å tømme alle oljekildenemens prisene var lave. Velmenendepolitikere vil da igjen forklare at manlever i en ny tid, der bare sosialøkonomeneikke forstår at de gamle økonomiskesannheter ikke gjelderlenger, blant annet fordi Norge jo erblitt medlem av OMU. Akkurat hvorledesman vil klare å forklare at nettoppmedlemskap der kan forenes medden nye lettsindighetsbølgen, vet jegikke sikkert ennå, men jeg har full tillittil at man vil klare oppgaven. Oghvorfor bølgene kommer ved hverttredje valg, tror jeg at jeg kan si: Denpolitiske hukommelse har skrumpetinn fra fortidens mangfoldige generasjonertil nåtidens maksimum et dusinår. Men kanskje vil hukommelsenskrumpe videre? I såfall kan nestelettsindighetsbølge komme allerede i2005?SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 5


FORSKERMØTEOm noen skulle mene at hypotesenom disse tolvårsbølgene er svakt underbygget,kan svares at den i hvertfall er mindre svakt fundamentert ennKondratjev's bølgeteori, som likevelblir lagt til grunn i en tilpasset utgaveav en av rikets mest fremgangsrikeprofeter.Det er i og for seg naturlig at lettsindighetensledere følger behov forsyndebukker når det efter deres eksessergår sd galt som noen har advartmot. Standardisert metode er å leggeansvaret på forgjengerne, men de kanogså skylde på sosialOkonomene.Overbyderne vil si at økonomene ikkeadvarte kraftig nok. Man kunne joikke høre hva de hadde å si. Men detvar fordi man heller ville demonstreresine visjoner, og snakke om uløsteoppgaver, sosiale behov og abstrakteverdier, enn å lytte til økonomenesgledesdrepende snakk om måteholdog konkurranseevne. Men at akkuratHermod Skånland skulle bli utsatt forkritikk for at han ikke hadde gjort nokfor å hindre den overopphetingen avøkonomien som førte til krisen ogmassearbeidsløsheten i siste del av1980-årene og begynnelsen av 1990-årene, hører til de sterkere av de paradoksersom historien er så rik på, mensom det jo blir ryddet opp i efterhvert.Da Hermod Skånland var fersk sentralbanksjef,og da de forvirrede haveneom lavere rente for å begrenseutlånsøkningen 0, og om svakere finanspolitikkfor å bringe arbeidsløshetenunder 30 000, strømmet inn fraYoungstorget og andre steder underden andre lettsindighetsbølgen, gikkdet knapt en uke uten at nettopp HermodSkånland i klare ordelag prøvetfå populistene, som fantes nestenoveralt, til å forstå. Men flertallet villeikke erkjenne virkeligheten før krisenvar et faktum, og jakten efter syndebukkerblant dem som hadde advartmot den, kunne begynne.Hermod Skånland var blant demsom tidlig forstod at god økonomiskstyring krever en sterkere sentralbankenn man hadde da han kom inn i den.De fleste, blant dem jeg selv, erkjentedette senere enn han. Det var fordifrykten for en ny Nicolay Rygg sattsterkt i mange av vår generasjon,blant annet fordi vår felles lærerWilhelm Keilhau hadde gitt et littufullstendig bilde av ansvaret for denfatale paripolitikken i 1920-årene. Ieftertid ga man Norges Bank ansvaretfor en pengepolitikk som ikke ville hablitt noe bedre om den folkevalgtestyring av den hadde vært sterkere,fordi de folkevalgte ikke forstod hvasom foregikk, før efterpå.Jeg skal ikke gå inn på spørsmåletom den folkevalgte innsikt i pengepolitikkener bedre i dag. Dog må jegnevne at Carl I. Hagens tanke om atStortinget skal gi instruks om hovedmålfor rentepolitikken, kan åpne foren utvikling tilbake til en populismelik den man fikk se da Gro HarlemBrundtland kunne fremme forslag omat Stortinget skulle senke utldnsrentenei forretningsbankene og sparebankene,da utlånene steg for meget.Slike krav kan nok vekke folkelig beundring,men neppe fremme folketsvelferd.Men om Skånlands tanker om ensterkere rolle for Norges Banksegentlig aldri har fått formell sanksjon,ble de jo i betydelig grad til virkeligheti hans funksjonstid. Ogsådenne utviklingen rommer et av his-.toriens paradokser. Under en regjeringav et parti som, hvis det haddeforstått sin egen ideologi, sterkereenn noen skulle ha hevdet de politiskeorganers plikt til overstyring avpengepolitikken, ble det fra 1987nødvendig å gi Norges Bank størrefaktisk myndighet over pengepolitikkenenn noen gang tidligere efter higen,for å gi vår valuta større troverdighetenn det vi kaller bananrepublikkens.Det er en lykke for norsk samfunnsdebatt,og derved for samfunneti det hele, at Hermod Skånland fortsetterå bidra utfra sin rikdom av erfaring,med en kombinasjon av innsiktog formuleringsevne som gjør at hanblir hørt. Hans refselse av politikkenslatemakere bør hugges inn i en stentavlesom plasseres i Stortinget: Sliktalte Hermod: Det er galt å gi lettsindigevalgløfter. Men det er enda galereå prøve å oppfylle dem! Piet Heinskrev engang noen linjer som kan blistående som hans utkast til HermodSkånlands politiske testamente:Brutte lOfter stor malheur,mange mennesker voldte.En lærdom derav burde bli,at et løfte skal man ikke gi,Pr efter man har holdt det!Også efter Skånlands tid i NorgesBank har banken måttet trekke tristekonsekvenser av mangel på idealismei det politiske system, forsterket vedden meningsløst store innflytelse sompolitikkens svakhet gir til de sterkeog kortsynte organisasjonene. At vitidlig i 1997 igjen skulle møte kravetom en rentenedsettelse efter at alleandre enn LO, NHO, regjeringen ogstortingsflertallet kunne se at økonomienallerede var overopphetet, gir joytterligere grunn til pessimisme medhensyn til evnen til å lære av erfaring.At dette kravet bygget på en tro på atman kunne oppveie virkningene avbilligere penger med en stram finanspolitikk,i tider med rikelige oljeinntekter,bekrefter hvor politisk naiveorganisasjonstopper kan være. Etmangepartisystem kan rett og slettikke stå mot fristelsene til sterk økningav de offentlige utgifter når inntekteneer gode. Derfor får man i enråvarebasert økonomi som vår, medet svakt politisk system, hverken stabilkronekurs eller stabil kjøpekraft,uten at Norges Bank hevder og videreutviklerden selvstendighet, sombåde Hermod Skånland og Kjell Storvikmaktet å styrke.6 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


DEBATTHERMOD SKÅNLAND:Solidaritetsalternativ og pengepolitikkIV jeg sommer skrev min artik-Likel om pengepolitikken, pektelønnsøkingen mot 6 pst, og det varnokså klart at 1998 ville bli det fjerdeår på rad med svekkelse av vårt relativekostnadsnivå. Jeg trodde derfordet var å slå inn åpne dører å peke påat Solidarietsalternativet hadde sviktetog var for så vidt i tvil om dethadde noen hensikt å la artikkelentrykke. Før jeg hadde fått den avgårde, hadde Norges Bank latt kronaflyte, og det gjorde ikke min tvil mindre.Imidlertid hadde jeg noen tankerom overgangen til inflasjonsmål ogom legale og institusjonelle spørsmålunder et slikt system som jeg tenktedet kunne være verdt å bringe videre.For sammenhengens skyld ble det danødvendig å ta med en del stoff som iog for seg skulle være noså godtkjent.Jeg er derfor takknemlig for innleggenebåde fra Ådne Cappelen ogStein Reegård i Sosialøkonomen nr.9/98 for å ha vist at kanskje hellerikke den tilbakeskuende del av artikkelenvar helt overflødig. Med mittutgangspunkt var det heller ingengrunn til å foreta en systematisk avveiningmellom systemenes fordelerog ulemper. Der har jeg lite å tilføyehva som hittil er sagt, f.eks. i Christiansenog Qvigstad (1997).Cappelen har utvilsomt rett i atverken oljeinvesteringer eller offentligeinvesteringer har vært godt tilpassetkonjunktursituasjonen, menplanleggingshorisonten for disse er sålang at det kan man i praksis ikkevente at de vil være. Nettopp derfor erdet behov for å bruke pengepolitikken,som heller ikke virker umiddelbart,men der man likevel har muligheterfor gripe inn tidligere og beslutningsapparateter enklere.Selv med den betydning disse etterspørselskomponentenehadde, varveksten i private fastlandsinvesteringerog privat forbruk minst like utslagsgivende.Her må det nødvendig--vis ha betydd mye at Solidaritets-alternativetbandt oss til å føre enpengepolitikk tilpasset tyske forholdog med utenlandsk finansiering avkredittilgangen. Denne impulsen blirhelt oversett av Cappelen.Man kan selvsagt beklage at «stortingsflertalletikke har ønsket å foreen stram finanspolitikk», i alle fallikke etter 1996. Men dette bør førstog fremst fortelle oss at det ikke er realistiskå basere en stabiliseringsstrategipå en stram finanspolitikk år etterår. Politikere blir stilt til ansvar også.på andre områder enn sine makroøkonomiskeprestasjoner. Derfor må ikkeØkonomer operere med finanspolitikkensom virkemiddel lenger enn deter politisk dekning for det, såvel iStortinget som i befolkningen.Politisk er det langt lettere å utjevnesvingninger når dette innebæreren stimulerende finanspolitikk for ådempe tilbakeslag. Men både erfaringog Langtidsprogrammets «sprekkalternativ»viser at denne linjen, somCappelen synes å legge til grunn, eruhyre kostbar og på lang sikt noksålettsindig. Når det dessuten er virkningenav en feilslått pengepolitikksom skal rettes opp, slik vi nå for tredjegang står overfor, understrekesbehovet for en omlegging av pengepolitikken.Etter det som har hendt utover høstener det vel blitt enda mindre sannsynligat man vender tilbake til fastkurspolitikkeni dens tidligere form. INasjonalbudsjettet (s.22-24) har Finansdepartementetselv vist den langvarigestagnasjon dette vil føre ossinn i når man legger MODAG'slønnsatferd til grunn i stedet for ønsketenkningenom at «lønnsvekstenbringes klart ned i 1999 og blir deretterom lag som hos våre handelspartnere».Selv om man i departementetog SSB, med tilslutning av LO ogNHO, tror det er mulig å påføre folketen slik belastning, vil markedetreagere mer humant og regne med atdenne politikken sprekker.Etter hva som har hendt siden1992, senest i Asia, har fastkurspolitikkgenerelt liten tillit i markedet, ogstadig flere er tvunget ut av den. AtDanmark holder stand, har nok sammenhengmed at både regjeringen ogNationalbanken ser for seg en tidligtilslutning til OMU, og at de derforvil ha nokså ubegrenset støtte fra Deneuropeiske sentralbank for sin politikk.Vi kan ikke bli medlem av OMU,og jeg anser antydningen om å la eurobli tvungent betalingsmiddel her ilandet som svært lite nærliggende.Det er vel også tvilsomt at det vilvære adgang til det etter Grunnlovensparagraf 75 c når vi ikke selv deltar iDen europeiske sentralbank.I 1994 var det mange gode grunnersom talte for medlemskap, men formeg var ikke OMU ett av dem. Slikdet var naturlig å vurdere det dengang, var det imidlertid noe vi kunneleve med, særlig siden vi hadde historisktradisjon for å føre fastkurspolitikki alle fall. Men når vi nå ikke blemedlem, er det ingen grunn til å fortsetteog forsterke bindingen på detteområdet. For Canada er USA en likeviktig økonomisk partner som EU erfor oss, men jeg har aldri hørt canadierneav den grunn tenke på å erstattesin egen dollar med den amerikanske.Og Irland har hatt gode erfaringermed å løsrive seg fra britiske pund,selv om deres økonomiske forbindelsermed Storbritannia fortsatt ersterke.Når fastkurspolitikken ikke lengerlar seg videreføre, har det mindrehensikt å fortsette diskusjonen om deto systemers fordeler og ulemper.Men fortsatt vil det være bruk for inntektspolitikk,særlig for å bringestrukturledigheten ned under de 5SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 7


DEBATTprosent som man tidligere har anslåttden til. Under en slik ny inntektspolitikker det viktig, som Cappelensier, at man tar i bruk både finans- ogpengepolitikken for å oppnå størstmulig realøkonomisk stabilitet. Dettevil nok over tid også gi best kursstabilitet,men vi må holde fast ved atmålet ligger i realøkonomien, mensprisstabiliteten er en forutsetning ogen rimelig kursstabilitet forhåpentliger et resultat.Det er mot denne bakgrunn jeg imin artikkel tok opp spørsmålet omhvordan også finanspolitikken kunneknyttes til et inflasjonsmål og om avsvarsfordelingenmellom de politiskemyndigheter og sentralbanken. Detvar dette jeg anså som det vesentligeog som noe nytt i forhold til den diskusjonsom tidligere har vært ført.Disse spørsmålene går verken Cappeleneller Reegård inn på. Cappelenomtaler tvert i mot «penge- og finanspolitikken»som om de kunne dekkesunder en hatt. Mener han med det ågå tilbake til situasjonen i 1985 — 86da renten ble fastsatt av Finansdepartementetog hvor renteøkninger i realitetenkrevde et flertall i Stortinget?Det vil neppe skape tillit i markedetog vil derfor måtte betales med høyererente. Eller skal renteøkningerforutsette samtykke fra partene i arbeidslivet?Det vil neppe koste ossmindre.Diskusjonen om fastkurspolitikkeller inflasjonsmål dreier seg i realitetenom hvor vidt vi skal bruke pengepolitikkfor stabiliseringsformål ellerikke. Under Solidaritetsalternativethar den vært lammet, og prisstabiliseringen,som i andre land er sentralbankensansvarområde, har værtoverlatt til partene i arbeidslivet, iførste rekke LO. Men LO, i likhetmed andre organisasjoner, er skaptfor helt andre formål og har ikke etbeslutningssystem som gjør det muligå løse oppgaven. Det er det bare ensentralbank som kan ha.Den ærligste og mest forståeligebegrunnelse for fastkurspolitikkenhar vår finansminister gitt, nemlig atdet er «betenkelig» å gi Norges Bankså stor innflytelse. Dette synspunktetkan ikke bare feies til side, og derfordrøftet jeg i min artikkel muligheterfor en bredere deltakelse og bedreinnsyn i sentralbankens virksomhet.For selv om man vil reise innvendingermot at så mye innflytelse leggestil sentralbanken, vil det være tilstor skade at folk skal betale høyerenter og at flere skal miste jobbenesine i en ustabil økonomi, fordi viikke klarer å løse et forvaltningsmessigproblem.Som økonomer har vi gjennomårene ervervet oss en viss ferdighet iå sette symboler inn i økonomiskemodeller. Vi burde interessere ossmer for hvordan disse symboler kanrealiseres gjennom et institusjoneltapparat som arbeider ut fra sine egneforutsetninger.REFERANSE:Anne Berit Christiansen og Jan Fredrik Qvigstad(1997), Choosing a Monetary PolicyTarget.Oslo, Universitetsforlaget.MirM,Abonne ment leper tiloppsigelse forel igger8 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


CHARLOTTE KOREN:DEBATTSkatten tok pensjonen*net finnes fattige pensjonister ivelstandssamfunnet vårt. I sommerble minstepensjonen økt med1000 kroner måneden, et krafttak forå bedre økonomien for lavinntektsgruppene.Men allerede da forslagetom større minstepensjon ble lansert,ble det påpekt at minstepensjonisterer så mangt. Mange av dem har bådeinntekter og formue eller ektefellemed inntekter og formue. Å dele ut entusenlapp til alle, var et lite målrettetvirkemiddel hvis det var de fattigesom skulle hjelpes. Men nei, pengertil alle minstepensjonister var et valgløftesom ikke skulle brytes.Jeg skal i denne kommentaren visehvordan økningen av minstepensjo -nen likevel ble behovsprøvet i praksis.Det ble oppnådd på et snedig visgjennom beskatningen, ved hjelp avugjennomtrengelige skatteordninger,med uheldige fordelingsvirkninger,og helt uten debatt.Figur 1 viser hvordan folketrygdenspensjoner er satt sammen avgrunnpensjon, tilleggspensj on ogsærtillegg. Tilleggspensjonen avhengerav tidligere poengopptjening,og derved tidligere arbeidsinntekt, pået innfløkt vis hvor inntektsprofilenover hele livet har betydning. Daminstepensjonene skulle økes med1000 kroner, ble dette gjort på denmåten at satsen for særtillegget bleat. Dette er vist med stiplet linje.Særtillegget avkortes som vist på figurenmot eventuell tilleggspensjon.Denne særtilleggsøkningen varforresten bare ett skritt i en utviklingmot et stadig mer omfordelende pensjonssystem.Da folketrygden ble innførti 1967, utgjorde minimumspensjonenca 20 prosent av maksimumspensjonen.Senere ble særtilleggetinnført og økt en rekke ganger. I 1991ble det innført lavere opptjeningstak* Basert på foredrag holdt i Nordisk Skattvitenskapligeforskningsråds seminar i Helsinkinovember 1998.og lavere tilleggspensjonsprosent, detåret var forholdstallet kommet opp i34 prosent. Fra 1998 utgjør minstepensjonen44 prosent av maksimumspensjonen.HVEM BLIR MINSTE-PENSJONISTER?Forholdet mellom inntekt og pensjonHvem er minstepensjonistene i folketrygden?De faller stort sett i tre grupper.Den ene er de som ble født i begynnelsenav dette århundret og ikkehadde fått tid til å tjene opp tilleggspensjonfør pensjonsalder. Denne typenminstepensjonister er i ferd medå dø ut. Den andre gruppen er folksom har falt ut av arbeidslivet. Omtrent5 prosent av årskullene medmenn som nå pensjoneres, har hatt såliten inntektsopptjening at de bare fårminstepensjon. Den siste, og største,gruppen er gifte kvinner (etter hvertblir de skilt eller enker) som har værthjemme med omsorgsoppgaver i heleeller deler av sin yrkesaktive alder.Ved utgangen av 1997 var det290 000 minstepensjonister — alderspensjonister,uførepensjonister og etterlattepensjonisteri Norge, av dissevar 147 000 ikke-gifte (Kilde: Rikstrygdeverket).Det var 11 prosent avde mannlige og hele 46 prosent av dekvinnelige pensjonistene som haddeminstepensj on.PENSJONSØKNINGEN 1998Særtilleggsprosenten ble altså øktpassende mye 1. mai 1998. I St.prp.1(1998-99) Folketrygden (s 116) stårdet tilforlatelig: «med 1000 kroner prmåned for enslige og med om lag 940kroner pr måned for gifte pensjonisterog visse grupper samboende pensjonister».Jeg vet ikke hvor det ble avde siste 60 kronene.Pensjonistene ble litt sure da deoppdaget at de 1000 kronene —12 000 kroner på årsbasis — også inkluderteden årlige oppjusteringen avgrunnbeløpet. Pensjonene blir jo oppjustertår om annet, for eksempel i1997 økte minstepensjonene til ensligemed 3 340 kroner, uten at dettevar lansert som noe kjempeløft. Pen-SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 9


DEBATTsjonen ville uansett økt i takt medgrunnbeløpet, og G økte med hele 5,7pst fra 1997 til 1998. Den regulæreoppjusteringen innebærer i seg selven vekst i pensjonen på ca 330 kronermåneden for enslige pensjonister.Men la gå, de var lovet 1000 kroner,ikke 1000 kroner på toppen av annenøkning. For pensjonister med høyepensjoner, for eksempel 170 000 kroner,utgjorde forresten en 5,7 prosentsøkning vel 800 kroner måneden.Ved hver økning av særtillegget vilen del folk med små tilleggspensjonerrett over minstepensjonen bli minstepensjonister.De fleste minstepensjonistenehar nå både tilleggspensjonog særtillegg. Nasjonalbudsjett 1999opplyser at tallet på alderspensjonistermed minstepensjon økte fra228 800 til 265 400, altså i alt mednesten 40 000. Blant uførepensjonisteneøkte det med 9 100 og etterlattemed 400.MINSTEPENSJONISTER HARINNTEKTER OG FORMUEFig. 225Enslige im EkteparMinstepensionhushold (A. U. E) etterinntekt i tillegg til folktrygdenNesten alle minstepensjonister harinntekt i tillegg til folketrygden.Ifølge Statistisk sentralbyrås Inntektsstatistikkfor pensjonister 1995,hadde den gjennomsnittlige minstepensjonistendette året en yrkesinntektpå 4 364 kroner, kapitalinntekt5 675 kroner og overføringer utenomfolketrygdens pensjon, som for eksempeltjenestepensjon, på 9 038 kroner.Gjennomsnittstall gir et ufullstendigbilde, figur 2 (tall hentet fraStatistisk ukehefte nr 34 1997) viserfordelingen av tilleggsinntekter.Figuren viser andelen av henholdsvisenslige og ektepar som hartilleggsinntekter i ulike inntektsintervaller.Så og si alle har noe! Men tilleggsinntektenetil enslige minstepensjonisterer gjennomgående små.Hele 70 prosent av de enslige harmindre enn 20 000 kroner i tillegg tilminstepensjonen, men samtidig haren rimelig stor andel av enslige minstepensjonister, 16 prosent, inntekterover 40000 kroner i tillegg til trygden.For ekteparene er historien enannen. Ekteparene er en mer heterogengruppe enn de enslige, og minstepensjonistensektefelle kan være yrkesaktiveller pensjonist med hOypensjon. Ektepar som bare har småinntekterved siden av pensjonen, eren sjeldenhet. For 65 prosent av ekteparenehvor det er minst en minstepensjonist,er tilleggsinntekten tiltrygden over 20 000 kroner, for defleste langt over dette beløpet.5000-9999 0000-3999 1 0000 eller mer1-4999 10000-19999 40000-99999Tilleggsinntekt, kronerMinstepensjonistene har også formue,gjennomsnittlig nettoformue forenslige var 179 000 kroner i 1995.Bankinnskudd er den største formuesposten,og over 95 prosent av minstepensjonistenehar penger på bok. Defleste bare små beløp, innskudd under25 000 kroner, men omtrent 20 prosentav husholdninger med minstepensjonisthar mellom 100 000 og 200 000kroner i banken. Av ekteparene derminst en er minstepensjonist, har 40prosent mer enn 200 000 kroner i banken.(Statistisk ukehefte 34, 1997)SKATTEREDUKSJONS-REGELENPensjonister med små inntekter kommerinn under en egen skattereduksjonsregelsom har til hensikt å holdeminstepensjonene skattefrie. Denneregelen virker slik: Pensjonister medinntekt under visse fribeløp skal ikkebetale skatt, og for pensjonister medhøyere inntekt skal skatten ikke utgjøremer enn 55 prosent av nettoinntektenutover fribeløpet. Til beregningsgrunnlaget,nettoinntekten, legges3 prosent av nettoformue over 200000 kroner. Hensikten er at de sombare har minstepensjon — pluss litt til— å leve av, ikke skal betale skatt.I nasjonalbudsjettet for 1998 blefribeløpene økt med fire prosent, ioverkant av den generelle inflasjonsjustering.At minstepensjonene skulleøke med 12 000 kroner, gjorde liteinntrykk. Dette førte i praksis til atskattereduksjonsregelen strammeskraftig inn fra 1997 til 1998. Hellerikke i nasjonalbudsjettet finner visærlige opplysninger i klartekst omdette. Det justeres litt mellom ekteparog enslige, men det er det. Innstrammingener usynlig, for i oversikteneover ulike satser i budsjettet fremkommerdet som noen prosentersoppjustering.Så mens minstepensjonene er øktmed 8 000 kroner i 1998 (fra mai),med 12 000 kroner i 1999, og sikkertvil bli regulert noe videre opp i denvanlige reguleringen til neste vår, hargrensene for fribeløp langt fra holdtfOlge. Sammenligner man gjennomsnittligminstepensjon for året og fri-10 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


eløpene, er utviklingen ikke helt lettå forstå, for fribeløpene gjelder nettoinntekt— tillagt 3 prosent av eventuellnettoformue over visse grenser —og pensjonen blir redusert med særfradragog minstefradrag, som har variertover tid og er dessuten er forskjelligefor enslige og ektepar.Fig. 315-5045-40-35-\ "C` fl—IMarginalskatt på pensjon1Tabell 1 Skattefrie merinntekter itillegg til minstepensjon,kroner pr årEnslige Ektepar1997 15 430 14 8681998 9 700 3 1001999 9 600 9 6001 0-011111 1_1 TIT 1 1111111111LILJ1111 -1 -1111JIIIIIIL 1 1 111jj T510000 1100000 150000 200000 25000025000 75000 125000 175000 225000Brutto pensjonsinntekt. kronerDa er det lettere å se på de skattefrietilleggsinntektene, vist i tabell 1. Pensjonisterhar tidligere kunnet ha eninntekt i tillegg til minstepensjonenpå om lag 15 000 kroner før de begynteå betale skatt. For inneværendeår er skattefri tilleggsinntekt reduserttil 9 700 kroner for enslige, 3 100kroner for ektepar. For 1999 kan tilleggsinntektenfor enslige bli redusertytterligere, det kommer an på utviklingeni minstepensjon. Jeg har herregnet med en vekst på 5 prosent.Sammenligner vi disse skattefri tilleggsinntektenemed opplysningeneom minstepensjonistenes inntekter ogformuer, ser vi at flertallet har inntekts-og formuesnivå som fører til atinntektsøkninger beskattes hardt.Mange minstepensjonister vil oppdageat store deler (43,5 prosent) avde 1000 kronene tas tilbake som øktskatt. Disponibel pensjon vil øke med565 kroner, og av dette skal omtrent200 dekke inflasjonen. Det var dentusenlappen.Pensjonister med inntekter mellom120 000 og 150 000 får sterkt øktmarginalskatt, til dels til 55 prosent.Dette står i kontrast til skatten forpensjonister med toppensjon fra folketrygden,omtrent 170 000 kroner.For dem er marginalskatten 32 prosent,og når skatten på deres grunnbeløpsjustertepensjonsøkning er betalt,sitter de igjen med en økning i disponibelinntekt på omtrent 550 kroner,de og.Figur 3 viser enslig pensjonistersmarginalskatt på pensjonsinntekt forårene 1997, 1998 og 1999. Vi serhvordan fribeløpene har økt, menikke i forhold til økningen i pensjonen.Vi ser også at området med hOymarginalskatt har strukket seg ut betraktelig.Svært mange pensjonister har inntekteri området med den høye marginalskatten.I Nasjonalbudsjettet anslåsat i 1999 vil ca 10 prosent av allepensjonistene ha så lave inntekter atde vil være helt skattefrie. Ca 40 prosentvil ha en inntekt som skattesmarginalt med 55 prosent (på grunnav minstefradraget blir dette 43,5 prosentav bruttopensjonene). Omtrenthalvparten av pensjonistene har såhøye inntekter/formuer at de skattleggesetter ordinære skattesatser.KONKLUSJONDet var lett og synlig å dele ut 1000kroner til alle. For de fleste vil effektenpå disponibel inntekt være langtlavere. Det skyldes beskatningen,som er så innfløkt at ingen forstården, og som derfor kunne strammesinn uten noen debatt.Økonomene er opptatt av at man iskatte- og overføringssystemet må tahensyn til fordeling, arbeidsincentiver,og annen adferdstilpasning. Når- 1997 - - - 1998 1999det gjelder det siste, kan vi neppe bekymreoss for at alderspensjonistenevil forte seg å bli gamle for å snikeseg til en pensjon. Når det gjelder arbeidsincentiver,er det heller ikkemye pensjonistene kan gjøre. Pensjonenblir utmålt etter en innfløkt formelder arbeidsinntekter gjennomhele livet teller med, og det er for sentå tilpasse poengopptjeningen ommarginalskatten på pensjon plutseligskulle endres. Det går altså bra åskattlegge pensjonister, vi risikererikke at de vrir seg unna. Et viktigerepoeng, synes jeg, er hvordan i alle dagerpensjonistene kan vite hva slagsbeskatning de står overfor. Hvordankan de planlegge, hvordan kan de forutsisin økonomiske situasjon, nårskattevirkningene ligger så fordekte isystemet?Man kan lure på om denne ugjennomtrengeligheteni regelverket opprettholdesfordi den gir mulighet for åfinne økonomiske løsninger på politiskeløfter. Eller er det fordi det girskatteekspertene en arena til å tumlemed magiske beregningsformler ogspissfindigheter som bare de og dereser innviet i? Jeg skulle ønske meg enstrategi for å bryte disse millimeterberegningeneog intrikate beregningsrutineneog heller gjøre skattenforutsigbar for menigmann. Det villeøke politikernes troverdighet.SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 11


4.410DEBATTKARI WiERNESS:Hva er hensikten medsammenliknende studier aveffektiviteten i pleie- og omsorgssektoreni norske kommuner?ISosialokonomen nr. 8 1998 presen-terer Espen Erlandsen resultatenefra en landsomfattende studie aveffektivitet, kvalitet og organisering ipleie- og omsorgssektoren i norskekommuner. Vi får vite at denne analysen«setter for første gang søkelyset påpleie- og omsorgssektoren i en landsomfattendeundersøkelse, med kommunesom enhet og med data både fortjenesteproduksjon, brukertilfredshetog organisering. Resultatene av effektivitetsberegningenemed DEA viserstor spredning, med en tendens tillavere effektivitet i små kommuner.Produksjonsøkningspotensialet er beregnettil 21%» (s.25).Forfatteren er svoert forsiktig medhensyn til å trekke politikk-implikasjonerav analysen. Han begrunner dettebl.a. ved å vise til hvor komplisert deter å måle effekter av pleie- og omsorgstjenesterpå helse og livskvalitet, og tilforskning som har kritisert de kvalitetsindikatorersom er vanlige i analyser avforholdet mellom brukertilfredshet ogkvalitet. Begrunnelsen for å fortsettedenne typen effektivitetsanalyser tiltross for alle problemene som er forbundetmed dem, synes å vcere «de sdvidtstore variasjoner i effektivitet»som tilsier «en videre kartlegging avhva som kan forklare at dette er nødvendig,scerlig tatt i betraktning at samfunnetbruker opp mot 30 mrd kronerpå pleie og omsorg» (s.25).Som sosiolog har jeg i omtrent 20år vcert opptatt av å studere ulike siderav utviklingen innen pleie- ogomsorgssektoren. Jeg har hovedsakelighatt basis i et «bottom-up» perspektiv,og det empiriske grunnlagetfor min forskning har vcert flere uliketyper data fra personalgrupper ogbrukere. Ut fra min innsikt om denneproblematikken tillater jeg meg åspørre om det har noen hensikt å utfOreden typen effektivitetsanalysersom Erlandsen dokumenterer, annetenn som rent akademiske øvelser. Deter noen grunnleggende forhold vedpleie- og omsorgstjenesten som jegmener denne og andre analyser avsamme type ikke greier å fange opppå en tilstrekkelig adekvat måte. Detbetyr at resultatene i beste fall, om deikke brukes som grunnlag for budsjettildeling,er verdiløse. Om de brukes,kan det i verste fall føre til endårligere omsorgstjeneste uten atplanleggerne behøver å vcere klarover at det er det som skjer.Min hensikt med dette innlegget erikke å argumentere for at vi ikketrenger økonomisk forskning i dennesektoren. I stedet vil jeg spørre om enheller bør basere økonomisk forskningi denne sektoren på modeller ogforutsetninger som andre faggruppermed godt kjennskap til sektoren ikkeopplever som å gjøre vold på noen avde vesentligste sider ved sektorenshverdagsvirkelighet.Et av de vesentligste trekk ved denkommunale pleie- og omsorgstjenestener at den i hovedsak yter hjelp tilmennesker som vi ikke kan forventeblir mer selvhjulpne, men heller merhjelpetrengende over tid. I en vissforstand kan vi snakke om denne tjenestensom «en resultatløs omsorg».Eller det kan kanskje også vo2re slikat en god omsorgstjeneste fører til atflere mennesker lever lenger medstørre hjelpebehov enn de ellers villegjort, og dermed trekker enda mer påressursene enn om omsorgen haddevcert dårligere. Når en person «utskrives»fra pleie- og omsorgstjenesten,er det vanligvis ikke fordi hun er blittselvhjulpen, men fordi hun kommerpå sykehus, dør, eller i noen tilfellerigjen kan få dekket sitt dekket sitthjelpebehov i den private sfcere, detvil som oftest si fra ncere familiemedlemmer.«Korttidsrehabilitering» somen del av denne tjenesten betyr antageligsom oftest at de samme personerfår flere slike opphold og mellomdisse oppholdene greier seg i egethjem, ofte med hjelp fra den hjemmebaserteomsorgen. På bakgrunn avdisse karakteristika ved denne tjenestenspør jeg om det i det hele tatt ermeningsfullt å forsøke å måle resultateri forhold til ressursbruk.Erlandsen definerer «produkter»som antall brukere i ulike aldersgrupper,og han gir for såvidt fornuftigebegrunnelser for denne inndelingen.Men det som ikke drøftes, er betydningenav at antall brukere er bestemtav etterspørsel, i den forstand at det ide fleste tilfeller er brukeren ellerhennes pårørende som må ta intiativtil å søke om hjelp. Pleie- og omsorgstjenestenvurderer så behovet påbakgrunn av denne etterspørselen ogavslår eller tildeler hjelp av et visstomfang og for et visst tidsrom påbakgrunn av faglig skjønn og tilgjengeligeressurser. Selv om vi ikkehar noen fullstendig innsikt i hvordan12 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


tilbøyeligheten til å søke hjelp varierermellom kommuner, kjenner vinoen indikatorer som sier noe om etterspørselspresset.Vi vet f.eks. at eldresom bor i en-personhushold langtoftere etterspør hjelp enn eldre sombor i flerpersonhushold. Videre er detantagelig også nødvendig å yte relativtmer hjelp hver gang til de aleneboende.Likheter/ulikheter mellomkommunene m.h.t. husholdstørrelseog spesielt andelen en-personhusholder derfor en viktig faktor å ta i betraktningfor å kunne forstå og forklareulikt press på pleie-og omsorgstjenestenei kommunene. Likeledeskan vi tenke oss at forskjellige topografiskeforhold og ulik tilgang til privatetjenester har betydning for etterspørselenetter pleie- og omsorgstjenester.Tilgjengelighet til og servicefra ncerbutikker vil f.eks. kunne hastor betydning for når gamle menneskeropplever seg å vcere så skrøpeligat de ikke mestrer å handle selv ogdermed etterspør hjelp til dette fraden offentlige omsorgstjenesten.De fleste brukere i pleie- og omsorgstjenestenfår lite direkte hjelp,målt i antall timer. Den aller størstedelen av døgnet og uka må de hjelpetrengendeklare seg selv. Selv om detvarierer mellom kommunene hvor«generøs» en ser seg i stand til å vcerei relasjon til ulike hjelpebehov, er detantagelig i forhold til de flestes vurderingersnakk om en knapt tilmålt ogingen overflødig eller «luksuriøs»hjelp. At en i noen kommuner månøye seg med å tildele hjelp til å dusjehver 14. dag, bør vel ikke føre tilat en i andre kommuner bør vurdereen ukentlig dusj for hjelpetrengendemennesker som unødvendig generøshjelp?I en surveyundersøkelse blant omsorgsarbeidernei et utvalg norskekommuner i 1994 oppgir mer enn 70% at det er en slitsom side ved arbeidetat behovet for hjelp er større enndet de kan tilby (Noess og Wærness,1996). Flere mindre undersøkelserviser at brukere kan la were å klagepå manglende hjelp fordi de stillerseg solidarisk med sine hjelpere somde opplever har det svcert så travelt(se f.eks. Vabø, 1998). Eldre menneskeri dagens Norge uttrykker i litengrad misnøye med innholdet av hjelpeni den offentlige omsorgtjenesten.Når de klager, er det som oftest overat de får for lite hjelp. Og det er detlett å holde med dem i når en harfulgt denne virksomheten på ncerthold. Samtidig vet vi at de fleste jobbenei denne sektoren er hva Abrahamsen(1986) har karakterisert som«harde yrker i myk sektor». Lønnsnivåeter lavt og få arbeidstakere greierå jobbe fram til pensjonsalder, selvnår de jobber deltid. Er 30 milliardervirkelig en høy kostnad for denne tjenesten?Kan vi få mer og bedre omsorgut av disse pengene ved å organiserenoe annerledes, eller burde vigå inn for at det ble alminnelig akseptertat langt flere penger gikk tildenne virksomheten, fordi den i detlange løp betyr så mye, om ikke foralles, så i alle fall for de flestes, velferd?Den måten Erlandsen diskuterereffektivitet på i forhold til denne tjenesten,gir lett et inntrykk av at herbruker vi for mye penger. Dermedblir oppfatningen lett at det er muligfå mer omsorg ut av det samme be10-pet. Dette er en oppfatning som antageligsvcert få av de som kjenner sektoreninnenfra, inkludert forskere,kan slutte seg til. Et spørsmål som dareiser seg er om det er mulig å få til etncermere samarbeid mellom økonomerog andre forskere på områdetsom kan bidra til at økonomiske analysemodellerpå dette området kanoppleves som relevante også for ikkeøkonomer?I Erlandens artikkel er det i alle fallfunn som jeg finner svoert interessanteog som det ville weft svcert interessantå gå videre inn på enn dethan gjør. Det gjelder hans funn Ofilsammenhengen mellom effektivitetsmålog brukertilfredshet. Her finnerhan ingen generell signifikant sammenhengmed de mål han har brukt,og peker på at en årsak kan vcere atsammenhengen mellom de to variableneer mer komplisert enn den hanhar undersøkt. Han peker videre på atdet er en klar tendens til at folk i mindrekommuner er mer fornøyd medtjenesten, uten å drøfte dette ncermere.Regresjonskoeffisientene forkommunestørrelse er både klart signifikanteog har den høyeste tallverdieni den modellen han har brukt. MedErlandsens mål for effektivitet er demindre kommunene også mindre effektiveenn de større, både ved atgjennomsnittlig effektivitet er lavereog ved at andelen av produksjonensom foregår i de «beste» kommuneneer mindre. Den sammenhengen mellomeffektivitet og brukertilfredshetsom her synes å kunne gå via kommunestørrelse,er et funn som det utfra sosiologisk kunnskap om dennesektoren kunne vcere meget interessantå analysere videre.Erlandsen viser til sosialpsykologenBritt Slagsvolds studie når hanhevder at kvalitetsmål i offentligeldreomsorg er blitt kritisert (Slagsvold,1995). Hvis han hadde gått merinn i innholdet i Slagsvolds studie,hadde han kunnet fortalt oss at detikke bare er irrelevansen som er detproblematiske ved slike mål, menogså at de i praksis kan bidra til skapedet hun kaller kvasi-kvalitet, somnoen ganger betyr å gjøre vondtverre, eller omsorgen dårligere. Deter altså god grunn til å forkaste dissemålene og søke etter alternative måterå vurdere kvalitet på.En viktig forutsetning for et ncermeresamarbeid mellom sosiologerog økonomer i forskning om offentligomsorg, burde vcere at økonomenehjelper til med å få en større forståelsefor sammenhenger og forskjellermellom samfunnsøkonomisk effektivitetog effektive offentlige budsjetter.At offentlige pleie- og omsorgsbudsjetterbidrar til at den familicereog uformelle omsorgen blir mindrebelastende og antagelig forebyggerstore helsebelastninger hos noere pårørendetil sterkt hjelpetrengendemennesker, er et forhold som sjeldenblir tatt i betraktning. Kanskje økonomerog sosiologer i fellesskap kunnefinne fram til meningsfylte måter åberegne denne gevinsten av offentligeomsorgstjenester pa?Et annet felt som skulle ligge veltil rette for et slikt samarbeid er åkomme til større klarhet i hvilke indirektekostnader i form av administra-SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 13


DEBATTsi on, transport, regelverkshåndtering,kontrolltiltak etc. ulike organisasjonsmodelleri pleie- og omsorgstjenestenmedfører. Med andre ordskulle vi gjerne vite noe mer om hvorstor andel av tiden som er direkteomsorgstid i forhold til det som gårmed til alt det indirekte arbeidet iulike omsorgsbyråkratier. Det kunnef.eks. vcere interessant å vite om detegentlig lønner seg å revurdere hjemmehjelpsklientershjelpebehovofte som det gjøres i mange kommuner,gitt den arbeidsinnsatsen slikerevurderinger medfører, eller om detkan lønne seg med noe mindre byrdkratipå dette området. Kanskje 0konomerogså kunne vcere med på A'synliggjøre den økonomiske betydningenav trygghet, lojalitet og tillitmellom klienter og pårørende på denene siden og omsorgspersonalet påden andre? Ut fra min innsikt i dennetjenesten er jeg ganske sikker på athvordan tjenestene organiseres, harbetydning for i hvilken grad slikeforhold mellom hjelpeapparat og befolkningkan utvikles. Og jeg tror atmistillit, utrygghet og mangel på lojaliteter samfunnsøkonomisk kostbart.Kanskje økonomer kunne finneut noe om i hvilken grad min tro kanbekreftes eller avkreftes gjennomharde fakta?REFERANSER:Abrahamsen, B. (1986): Harde yrker i myksektor. ISF-arbeidsnotat 86:3.0slo:Instituttfor samfunnsforskning.Neess, og Woerness, K.(1996): Bedre omsorg?Kommunal eldreomsorg 1980-1995. Bergen:SEFOS.Slagsvold, B. (1995): Mal eller mening. Om eimåle kvalitet i aldersinstitusjoner. NGI-rapportnr.1 . Oslo. Norsk Gerontologisk Institutt.Vabo, Mia (1998): Hva er nok? Om behovsfortolkningeri hjemmetjenesten. NOVA-rapport8/98. Oslo:NOVA.Professor Wilhelm Keilhau's MinnefondFondet har vesentlig gitt støtte til dekning av trykkingsutgifter ved utgivelse av økonomiskeforskningsavhandlinger samt til reise- og oppholdsutgifter ved aktiv deltagelse ved økonomiskfaglige kongresser eller forskningsprosjekter. Dette vil fortsatt were hovedretningslinjen for fondetsvirksomhet.Fondet kan også gi støtte til forskere som ønsker å utvide sine kunnskaper på et spesieltfelt innen den økonomiske teori og av den grunn ønsker et kortvarig opphold ved en forskningsinstitusjonsom har spesiell kompetanse innen dette felt.Professor Wilhelm Keilhau's Minnefond er et «siste utvei fond» på den måten at det er fOrst nårandre former for støtte ikke er tilgjengelig eller ikke er tilstrekkelig at støtte fra fondet kan bli aktuelt.Skriftlig søknad sendes tilHøegh Invest A/SPostboks 2596 Solli,0203 OsloTelefon 22 86 97 0014 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


Odd Aukrust trer ut av styret iKeilhau's MinnefondDa Odd Aukrust ved siste generalforsamling i StatsøkonomiskForening ikke ønsket å bli gjenvalgt som foreningensrepresentant til styret i Professor Wilhelm Keilhau'sMinnefond, var det en epoke i fondets historiesom tok slutt. Han hadde da vært medlem av fondetsstyre helt siden starten i 1955.Keilhau's Minnefond ble opprettet etter professorKeilhau's død basert på en gave fra skipsreder Leif HOegh.Ifølge fondets statutter skal styret, foruten den tilenhver tid sittende formann i Statsøkonomisk Forening,bestå av et medlem oppnevnt av Nærings- og handelsdepartementetog et medlem oppnevnt av generalforsamlingeni Statsøkonomisk Forening. Det er denne sistnevntestyreplass Odd Aukrust har fylt i 43 år. Ingen avde andre styremedlemmene fra starten i 1955 har fungerttilnærmelsesvis så lenge.Det er gode grunner til at Odd Aukrust gjennom mereenn 40 år er blitt gjenvalgt til styret i Keilhau's Minnefond.Ikke bare har han vist en usedvanlig evne til fornyelseog til alltid å være aktuell. Han har også på ensjelden måte forenet de to typer innsikt som er vesentligefor at styret skal kunne oppfylle sin oppgave: Fordet første en dyp innsikt i samfunnsøkonomiens virkemåteog i de utviklingstendenser som påvirker finansmarkedenei det korte og i det noe lengre perspektiv.Derfor kunne han gi solide bidrag til styrets diskusjonerom strategier for investering av fondets midler. Hansevne til å trekke ut essensen av generelle diskusjonerom den økonomiske utvikling og på det grunnlag å antydeenkle operative strategier for finansielle investeringer,var beundringsverdig.Odd Aukrust var samtidig også særlig godt skikket tild ta hånd om fondsstyrets andre hovedoppgave, nemligå ta stilling til søknader om bidrag fra fondet innenforrammen av de begrensninger fondets statutter setter. Detkrever bred innsikt i økonomisk forskning generelt såvelsom kjennskap til norske forskningsmiljøer. Det sier segselv at Odd Aukrust med sin sentrale stilling i norsk empiriskøkonomisk forskning og sin kunnskap om ogkontakt med universitetsmiljøer og andre forskningsmiljøeri inn- og utland hadde en nærmest ideell bakgrunnfor disse oppgaver.I Odd Aukrusts tid som medlem av styret i Keilhau'sMinnefond har fondets forvaltningskapital utviklet segfra en beskjeden start på kr. 100.000,— i 1955 til kr.5.150.834,— ved avslutningen av siste regnskapsår — riktignokmed tilskudd av ytterligere gaver på vel kr.750.000,— fra Leif Høegh & Co. I samme tidsrom harfondet gitt bidrag på ialt kr. 2.277.625,— til norsk økonomiskforskning og tilknyttede formål.Helt siden fondet ble opprettet har ansvaret for gjennomføringenav forvaltningen ligget hos finansforvaltningeni rederiet Leif Høegh & Co. Fondets historie erderfor også historien om hva klassisk konservativ finansforvaltningkan gi av resultater, når den gjennomføreskonsekvent og profesjonelt.Til å avløse Odd Aukrust som medlem av fondets styreer valgt Egil Bakke. For øvrig består styret av professorPer Meinich, som er oppnevnt av Nærings- og handelsdepartementetog Sigmund Kjos som formann i StatsøkonomiskForening, og med Westye Høegh som varamann.Odd Aukrust fortjener stor takk for den innsats hangjennom mere enn 40 år har gjort som medlem av styreti Professor Wilhelm Keilhau's Minnefond. Styretsarbeid går videre uten ham, men hans rike kunnskaper,hans sikre vurderingsevne og lune vidd vil bli savnet.SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 15


ARTIKKELBJART J. HOLTSMARK:*Fra kvoteborsen til petroleumsmarkedene1,,,


Det er samlede utslipp i 1990 somdanner utgangspunkt for utslippskvotene.3 Kyoto-protokollens samledeutslippskvoter ligger omlag fem prosentunder utslippsnivået i industri--landene i 1990. De prosentvise kutteneer imidlertid ikke like. Norge, Islandog Australia får kvoter som erstørre enn 1990-utslippene, mens deandre OECD-landene, med unntak avNew Zealand, får kvoter som er mindre.I protokollen har alle EU-landfått en kvote som er åtte prosent lavereenn deres 1990-utslipp. I samsvarmed artikkel 4 i protokollen harEU-landene blitt enige om å reallokereutslippsrettighetene seg imellom.4 Etter denne reallokeringen vilderfor for eksempel Tyskland få enkvote som er 21 prosent lavere enn1990-utslippene.Det er selvsagt et problem at en rekke industrilandennå ikke har rapportert sine utslipp i 1990 (eller 1995)av alle de seks gassene som er inkludert i protokollen.Dermed kan man faktisk ikke med nøyaktighet fastslåstørrelsen på utslippskvotene for alle landenes vedkommende.Selv om protokollen ikke sier det eksplisitt, er detgassenes oppvarmingsvirkning i hundre år etter utslippstidspunktetsom skal danne utgangspunkt for hvordan deskal vektes mot hverandre. 5En av grunnene til at Norge fikk en såpass romsligkvote, var at vår elektrisitetsforsyning utelukkende erbasert på vannkraft. At Russland og Ukraina fikk kvotersom er like store som 1990-utslippene har blitt kritisert.Her snakker man om land som i dag har utslipp minst30% under 1990-utslippene. Det er derfor tvilsomt omdisse landene selv i et bussiness-as-usual scenario (BAU)vil ha utslipp som er like store som kvotene. Disse landenevil med andre ord sannsynligvis kunne selge såkalt«varm luft» i et kvotemarked, det vil si eksportere utslippsrettighetersom ikke motsvares av utslippskutt i selgerlandet.På den annen side vet man ikke om man i dethele tatt ville fått noen avtale dersom det var mindreromslige kvoter til disse landene.2 EN AVTALE UTEN VIRKNING?Utslippsreduksjonene som kommer ut av Kyoto-protokollener små i forhold til klimaproblemets karakter. Utslippenei u-landene vil kunne fortsette å vokse uten restriksjonerog opphopningen av klimagasser i atmosfærenfortsetter i hvert fall i første omgang i nesten likehøyt tempo som før også om Kyoto-protokollen blir etterlevetav alle industrilandene. Kyoto-protokollen erimidlertid bare et første skritt for å løse et svært langsiktigproblem. Nye skritt er allerede planlagt.Bjart J. Holtsmark,cand. oecon fraUniversitetet i Oslo, 1996,er forsker ved Cicero.Man skal dessuten ikke nødvendigvisse seg blind på den absolutte størrelsenpå utslippsforpliktelsene i protokollen.Tiltakene som iverksettes,med de prisendringer som følger påenergiforbruk i industrilandene, kankomme til å sende viktige signaler omat det kan bli mer å tjene på ny teknologifor solenergi og vindenergi. Dermedkan avtalen kanskje forsterkeden allerede raske og lovende teknologiskeutviklingen rundt utnyttelsenav nye fornybare energikilder. I såfallvil protokollen på sikt bidra til å begrenseutslippene også i utviklingslandeneettersom den nye teknologienvil bli allemannseie.3 KVOTEHANDELFordi den geografiske fordelingen av klimagassutslipp erlikegyldig, har mange lenge arbeidet for at man skulleetablere kvotehandel med klimagasser. Trass i sterk skepsisfra store utviklingsland som Kina og India fikk man isiste liten inn en setning i protokollen som sier at de landsom har fått utslippsbegrensninger »... may participate inemissions trading for the purpose of fulfilling their commitments.....» (Artikkel 17). 6 I tillegg sier protokollen atsenere partsmøter skal utarbeide regler for handelen og atkvotekjøp må være et supplement til hjemlige tiltak. Videreforhandlingsrunder må klarlegge en rekke praktiskeog juridiske spørsmål, blant annet om handelen skal skjegjennom en børs. Motstanderne av kvotehandel kan selvsagtblokkere disse forhandlingene, men mye tyder alt ialt på at man nå er inne i en relativt dynamisk forhandlingsprosesssom vil ende opp med et regelverk for kvotehandel,selv om det kanskje tar noen år. Motstandenmot kvotehandel fra noen store utviklingsland kan væremer fundert i usikkerhet overfor konseptet enn en genuintnegativ holdning.Skal et kvotemarked oppstå må protokollen tre i kraft slikat utslippskvotene blir juridisk bindende. USA og Russ-3 Når det gjelder HFK, PFK og SF6 kan landene velge om de vil bruke1990 eller 1995 som referanseår4 I prinsippet gir artikkel 4 en juridisk åpning for kvotehandel i tilleggtil åpningen for ordinær kvotehandel i artikkel 17, se 3. avsnitt. Avtalerom omfordelte kvoter etter artikkel 4 må imidlertid bekjentgjøresfOr de aktuelle landene ratifiserer protokollen, altså på et tidlig tidspunkthvor man ikke engang nødvendigvis vet som protokollen noengang trer i kraft. Artikkel 4 gir derfor ikke grunnlag for å skape et velfungerendekvotemarked.5 Gassene vektes mot hverandre med utgangspunkt i deres GlobalWarming Potentials (GWP-verdier) på 100 år. Referansen er CO 2med en GWP-verdi på 1. De andre klimagassene regnes derfor i CO 2-ekvivalenter.6 j tillegg åpner artikkel 6 for felles gjennomføring mellom industriland,altså land med kvoter. I praksis er det altså to åpninger for kvotehandelmellom industriland.SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 17


Kvotebors og petroleumsmarkederTabell 1 Utslipp av CO2 (millioner tonn) og andre drivhusgasser (millioner tonn CO2 ekvivalenter) 1990 og 2010(BAU-scenario) samt Kyoto kvotene. Kilde: FNs klimasekretariat.Utslipp Utslipp Sum BAU BAU Sum Kyoto-1990 1990 utslipp utslipp utslipp 2010 kvotenCO2 Andre 1990 2010 2010 BAUgasser CO2 Andre utslippUSACanadaEUNorgeAndre i OECDRusslandAndre EITAustralia og New ZealandJapan495746332973647238916913141155784103792201359542920246574156640885560298320655171201609655035065147222117114021326721 6817 5339110 661 532635 4140 376118 68 5611 58 56595 2816 2983318 2029 1969179 581 55242 1367 1129Sum 14348 2983 17277 15910 2627 18537 16377land kan sammen hindre at protokollen trer i kraft vedikke å ratifisere. Det er lite trolig at disse to landene vil ratifisereavtalen om det ikke blir enighet om akseptable reglerfor kvotehandelen. Det fjerde partsmøtet i BuenosAires i november 1998 bragte ikke arbeidet med regler forkvotehandel mange skritt fremover. Men de ulike problemeneer satt på dagsorden og etter planen skal et regelverkfor kvotehandelen behandles på det 6. partsmøtetsom finner sted høsten 2000. Det tar altså i hvert fall tidfOr man i detalj har etablert regler for kvotehandel. Dettevil vel neppe akkurat fremskynde en ratifisering fra USAsin side. Men om USA ratifiserer en gang i begynnelsenav neste århundre, vil det være med et kvotehandelssystempå plass. En slik ratifikasjon kan for alvor sette fart iet nytt marked for klimagasskvoter. I de påfølgende avsnittskisseres konturene av dette markedet. Med alle forbeholdom hvor stor usikkerheten er, presenteres beregningerav handelsstrømmene i dette markedet og hvaslags kvotepriser man kan vente seg. Vi bruker den numeriskemodellen ACT7, som er utviklet ved CICERO Senterfor klimaforskning. Modellen er omtalt i neste avsnitt.Fra et norsk synspunkt er det en viktig konsekvens atindustrilandenes utslippsreduserende tiltak påvirker dettotale forbruket av fossile brensler. Modellberegningenesom presenteres skisserer hvordan disse ringvirkningeneogså påvirkes av handelen i et eventuelt internasjonaltkvotemarked. Vi skal også si noe om hvor store kostnaderlandene påføres når vi i tillegg til kostnader i forbindelsemed de utslippsreduserende tiltakene også trekker innprisendringer i markedene for fossile brensler samt gevinstenefra provenyresirkulering. 8 I modellen legges det tilgrunn at myndighetene i industrilandene setter en avgiftpå klimagassutslipp innenlands som er lik den internasjonalekvoteprisen. Dersom dette ikke sikrer at protokollenetterleves, kjøper regjeringene kvoter fra land med overskuddav kvoter. Resultatene kan imidlertid like gjernetolkes dithen at det er perfekt fungerende kvotemarkeder ide enkelte industriland og at disse markedene alle er integrerttil et stort internasjonalt marked med en kvotepris. 9Resultatene som presenteres må ikke overfortolkes.Som alle modellstudier er de preget av de forutsetningenesom ligger bak. I de beregningene som presenteres her, erdet spesielt stor usikkerhet knyttet til forutsetningene omBAU-scenenariet og etterspørselselastisitetene for fossilebrensler. Andre forutsetninger her vil gi andre kvotepriser,handelsstrømmer i kvotemarkedet og andre endringer ienergimarkedene. Poenget med likevel å presentere tall erå gi ett mulig og konsistent bilde av hvordan Kyoto-protokollenkan slå ut. Dette kan danne utgangspunkt for videreanalyser hvor man går de enkelte resultatene nærmere etteri sømmene blant annet gjennom sensitivitetsanalyser.4 MODELLEN ACTDen numeriske modellen ACT, som bli anvendt i nesteavsnitt, er statisk og gir et bilde av visse sider av verdenslik den kan komme til å arte seg i perioden 2008-2012.Markedene for olje, gass og kull er sentrale i modellen.Et globalt oljemarked er modellert. Her utnytter OPECsin markedsmakt ved valg av produksjonsvolum. Det erdessuten bygd inn tre regionale gassmarkeder, ett i Nord-7 ACT er en forkortelse for Achieving Commitments through Trading.CICERO Working Paper 1998:9, som gir en mer detaljert beskrivelseav modellen, er lagt ut på CICEROs hjemmeside, jf. fotnote 1.8 Med provenyresirkulering menes at økt proveny fra miljøavgifterbrukes til å redusere eksisterende fiskale skatter eller avgifter. Dettevil gi mindre skattekiler og dermed en mer effektiv allokering av ressurserenn om man hadde brukt for eksempel direkte regulering somikke generer offentlig proveny. I stedet for gevinster av provenyresirkuleringsnakker man ofte om (svake) doble gevinster, se Bohm(1997, 1998).9 Om det ikke er noen gratis utdeling av kvoter inne i bildet vil beggede to skisserte tolkningene ha den samme virkning på offentlig nettoproveny.I beregningene er det tatt hensyn til at regjeringenes eventuellekvotekjøp eller salg også påvirker offentlige budsjetter og dermedstørrelsen på det provenyet som kan brukes til resirkulering.18 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


Amerika, ett i Europa og ett i den østasiatiske regionen. Itillegg er det et globalt marked for kull.I modellen maksimerer hvert land en velferdsindikatorgitt en offentlig budsjettrestriksjon og et utslippskrav fraKyoto-protokollen. I velferdsindikatoren inngår fire elementer:1. Merverdi som skapes på grunn av bruk av olje,gass og kull samt utslipp av andre klimagasser enn CO2 ;2. Kostnader ved egen produksjon og import av olje, gassog kull; 3. Kostnadene fra kvotekjøp; 4. Gevinster fraprovenyresirkulering.Prisen og handelsstrømmene i kvotemarkedet er endogentbestemt. Modellen fanger opp at de endringene somskjer i markedene for olje, gass og kull som følge av implementeringenav Kyoto-protokollen, skjer i et samspillmed hva som skjer på kvotemarkedet.I samsvar med standard økonomisk teori danner størrelsenpå avgiftene på fossile brensler, eventuelt kvoteprisen,utgangspunktet for å bestemme det enkelte landskostnader forbundet med utslippsreduksjoner. Gevinsterav provenyresirkulering (doble gevinster) er imidlertidbakt inn i kostnadsfunksjonene. Dermed reduseres desamfunnsøkonomiske nettokostnadene ved utslippsreduserendetiltak. Gevinstene av provenyresirkulering erogså relevante når nasjonale regjeringer handler på kvotemarkedetinternasjonalt. Det er tatt hensyn til at salg avklimagasskvoter til andre land gir offentlige inntektersom kan brukes til å redusere andre effektivitetshemmendeskatter, og vice versa.Modellen har vært brukt til å studere hvordan ulik fordelingav utslippskvoter mellom industrilandene virker uti fra ulike rettferdighetsprinsipper, jf. Ringius, Torvangerog Holtsmark (1998). Hovi og Holtsmark (1998) anvendermodellen for en analyse av hvordan ulike lands posisjoneri klimaforhandlingene gjensidig påvirkes. Holtsmark(1998a) anvender modellen i en analyse av virkningeneav Kyoto-protokollen, herunder hvordan kostnaderfordeles mellom land når man tar hensyn til at implementeringenav Kyoto-protokollen og kvotemarkedet påvirkermarkedene for olje, gass og kull.Denne artikkelen gir ikke rom for en grundig sammenligningav modellen ACT med de mange andre modellenesom brukes til å analysere Kyoto-protokollen. For enoversikt over de mest aktuelle modellene, se OECD(1998). Det som i korte trekk skiller ACT fra mange avdisse modellene er først og fremst følgende:• Kostnadsfunksjonene for reduksjon av CO 2-utslipp erikke estimert, men springer ut av landenes forbruksmonsterfor olje, kull og gass og avgiftssystemet i referansesituasjonen.• Gevinster av provenyresirkulering trekkes inn for å.forklare regjeringenes adferd og de beregnede nasjonalekostnader.• Det er modellert tre regionale gassmarkeder og globalemarkeder for olje og kull. Prisene i disse markedenepåvirkes av hva som skjer i kvotemarkedet og gir informasjonom viktige endringer i bytteforhold.5 STRØMMER I KVOTEMARKEDETModellsimuleringene indikerer at kvotemarkedet kan blidominert av USA som en stor kjøper (652 mill. tonnCO2-ekv). Arsaken til dette er at blant annet en relativthøy befolkningsvekst i USA gir høy vekst i dette landetsBAU-utslipp. En annen stor kjøper blir trolig Japan (kjøper115 Mt). Her ligger årsaken i relativt raskt stigendemarginale kostnader knyttet til utslippsreduksjoner. Russlandligger an til å bli en stor selger (488 Mt) sammenmed de øvrige EIT-landene (tidligere kommandoøkonomieri Øst- og Sentral-Europa, selger 203 Mt). 10 SpesieltRussland og Ukraina har fått svært romslige kvoter i Kyoto-protokollen.Det er lagt til grunn at disse landenesBAU-utslipp er lavere enn deres kvoter. Russland selgerderfor 167 millioner tonn «varm luft», det vil si solgtekvoter som ikke blir motsvart av utslippsreduksjoner iselgerlandet. Dette fremgår av figur 1 ved at Russlandskvoteeksport (svart søyle) er større enn samlede utslippsreduksjonerinnenlands (søyle til høyre for aksen).EU kommer ut på selgersiden med et nettosalg på 86millioner tonn. Modellen inikerer altså at EU kan kommetil å redusere utslippene mer enn Kyoto-avtalen forpliktertil, og selge de overskytende kvotene. Årsaken er først ogfremst at i BAU-scenariet er det bare en svak vekst i EUsutslipp av klimagasser. Det bør her tilføyes at i de flesteandre modellstudier kommer EU ut som en kjøper, i enkelteogså som en stor kjøper, av kvoter, jf. OECD(1998). Dette avviket mellom ACT og andre modellerskyldes flere forhold; blant annet at det er vanlig å anta atdet er vesentlig høyere kostnader forbundet med å foretautslippsreduksjoner i EU enn i USA. Med metoden sombenyttes i ACT anslås imidlertid kostnadsbildet å værenoenlunde likt i EU og USA. En annen faktor er at ikke-0O2-gassene ikke er inkludert eller gis en grov behandlingi de fleste modeller. I beregningene med ACT er detlagt til grunn at utslippene av ikke-0O 2-gassene i BAUscenarieforventes å falle betydelig i EU, jf. tabell 1.Fig 1: Simulerte utslippsreduksjoner og strømmer ikvotemarkedet. Svarte søyler på høyre side representererkvoteimport, mens svarte søyler påvenstreside representerer kvote eksport.Utslippsreduksjoner og kvotehandelEUUtviklingslandJapanAustralia og N.Z.Andre EIT-landRusslandNorgeCanadaUSA-500satEl Reduksjon av CO2-utslipphjemmeEl Reduksjon av andre utslipphjemmeIII Netto kvotekjøp500 1000Millioner tonn CO2 ekvivalenter150010 EIT er en forkortelse for «Econmies In Transition to market economies».SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 19


Kvotebors og petroleumsmarkederFor Norge kan kvotemarkedet bli viktig med et simulertkvotekjøp på 8,6 mill. tonn, til en kostnad på 1,2 milliarderNOK. I henhold til beregningene er det kostnadseffektivtfor Norge å ta bare 3,7 millioner tonn, det vil siunder en tredjedel, av forpliktelsene innenfor landetsgrenser.Fig. 2: Kostnader av Kyoto-protokollen i prosent av1990-BNP.Kostnader av Kyoto-protokollenUtviklingslandeneJapan11Fri kvotehandelAustralia og N.Z.D Ingen kvotehandel6 KVOTEPRISENKvoteprisen blir i beregningene på 140 NOK (21.6 USD)per tonn CO2. Anslaget for kvoteprisen er selvsagt beheftetmed usikkerhet. Når det kommer til stykket kan denneprisen komme til å ligge på et vesentlig høyere nivå ennestimert her, men også lavere. Usikre faktorer er blantannet BAU-utslippene og økonomiske og politiske kostnaderforbundet med å gjennomføre de forutsatte utslippsreduksj onene.I andre modellstudier spriker de estimerte kvoteprisenebetydelig, fra 5,5 til 33,5 USD, jf. OECD (1998). Simuleringenemed OECDs modell GREEN anslår kvoteprisentil 18,3 USD per tonn CO2 .7 KOSTNADERI beregningene reduseres de samlede kostnadene for industrilandeneav å innfri Kyoto-protokollen med om lag40 prosent ved et perfekt fungerende kvotemarked. Figur2 viser hvordan disse kostnadsbesparelsene fordeler segpå de ulike landene og vi kan raskt fastslå at det er selgernei øst som virkelig vinner på denne handelen. Norgekommer alt i alt ikke så veldig mye bedre ut ved å kjøpekvoter ute i forhold til om hele utslippsreduksjonen tasinnenlands. Arsaken ligger i to forhold: For det første fallerifølge modellen gassprisene i Europa betydelig omkvotehandel innføres, mens gassprisene bare faller svaktuten kvotehandel. Dette har sammenheng med at kvotehandelgir flere utslippsreduserende tiltak i EIT-landene,land, som i dag har et høyt forbruk av gass. 11 Her må vihuske på at Norge i perioden 2008-2012 vil få en størregrad av sine petroleumsinntekter fra gass enn i dag. Fordet andre tar modellen hensyn til at samlet offentlig inntektav klimapolitikken alt i alt blir større uten kvotehandelenn med, i hvert fall i land som i tilfellet med handel,kjøper kvoter. Her må vi huske på at flere tiltak hjemmevil kreve en høyere avgift, som med rimelige antagelserom etterspørselselastisiteter, gir høyere offentlige inntekter.Samtidig unngås offentlige utgifter til kvotekjøp. Deøkte offentlige inntektene kan brukes til provenyresirkuleringmed de gevinster det gir. Poenget er forøvrig nærmerebegrunnet i Holtsmark (1998b).Vi kan også merke oss at u-landene som gruppe taperpå Kyoto-protokollen. Det henger sammen med at OPECinngår i u-landsgruppen. Beregningene dekker derforover at mange u-land, som er nettoimportører av olje, vilha en gevinst av et oljeprisfall. At u-landsgruppens tapblir redusert ved kvotehandel skyldes at det i større gradøvrige EIT-landRusslandOther OECDNorgeEUCanadaUSA-0 5 00 0,5 1,0 1,5Prosent av BNP (1990)er gassetterspørselen som reduseres i dette tilfellet, jf.fotnote 11.Det er viktig å understreke at størrelsen på både priseffekteneog kostnadene ved økte skatter er usikre. Resultatenemå derfor tolkes med varsomhet og mer i retning avat man her står overfor usikre faktorer som kan gi mindregevinster av kvotehandel enn det man kanskje i utganspunktetville forventet.Når det gjelder endringene i prisen på olje, tar ikkedenne analysen hensyn til at OPECs reaksjon på Kyotoprotokollenvil være fremoverskuende. Modellen fangerikke opp at Kyoto-protokollen i stor grad kan endre destore oljerike statenes strategi for hvordan man skal høstemest mulig av de gjenværende oljereservene. Om Kyotoprotokollenblir internasjonal lov, gir det OPEC et forvarselom at verdenssamfunnet virkelig setter iverk tiltak forå redusere den omfattende bruken av fossile brensler. Implementeringav Kyoto-forpliktelsene, og forhandlingerom nye forpliktelser for senere perioder, kan gi helt nyeperspektiver på hva som er en lønnsom langsiktig strategifor OPEC. Det kan få store konsekvenser for OPECsoljeproduksjon blant annet fordi det kan sette dette kartelletpå en hard prøve. Dermed kan man ende opp med etlangt større oljeprisfall enn det som er lagt til grunn idenne artikkelen. For nærmere analyse av slike langsiktigeperspektiver, se Lindholt (1998) og Berg, Kverndokkog Rosendahl (1996, 1998).8 KONKLUSJONKyoto-protokollen kan komme til å gi oss et nytt internasjonaltmarked for rettigheter til klimagassutslipp. Det ersannsynlig at det er store gevinster ved kvotehandel. For11 Dette resultatet er beheftet med betydelig usikkerhet. Dersom omfattendetiltak i øst fører til en sterk overgang fra kull til gass, kan resultatetraskt bli snudd på hodet. Robustheten ved dette resultatet blirderfor fortiden gjenstand for nærmere undersøkelser ved CICERO.20 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


Norge kan imidlertid kostnadsbesparelsene ved kvotekjøpbli overskygget av at den internasjonale kvotehandelengir ringvirkninger til energimarkedene med påfølgendeprisendringer på norske eksportprodukter.Modellberegningene, som har blitt presentert i denneartikkelen, viser i samsvar med mange andre studier atinternasjonal kvotehandel vil gi betydelig reduksjon i industrilandenessamlede kostnader ved å gjennomføre Kyoto-protokollen.Gevinstene blir imidlertid mindre ennman kunne forvente når man trekker inn at klimapolitiskevalg og kvotehandel påvirker offentlige budsjetter ogmengden proveny som blir gjort tilgjengelig for resirkulering.Markedene for fossile brensler blir påvirket av en gjennomføringav Kyoto-protokollen. Hvordan disse markedenefaktisk blir endret er vanskelig å si. Oljeprisen liggeran til å falle, men størrelsen på prisfallet er sværtusikkert. Kvotemarkedets virkning på energimarkedeneog OPECs reaksjon er to elementer som har vært berørt idenne artikkelen.REFERANSER:Berg, E., S. Kverndokk og K. E. Rosendahl (1996): «Markedsmakt,internasjonal CO 2-avgift og petroleumsformue» Økonomiske Analyser1996 2, Statistisk sentralbyrå.Berg, E., S. Kverndokk og K. E. Rosendahl (1998): «Market Power,International CO 2 Taxation and Oil Wealth.» The Energy Journal 184, 33-71.Bohm, P. (1997): "Environmental taxation and the double dividend:Fact or fallacy?" in T. O'Riordan (ed.), Ecotaxation, Earthscan.Bohm, P. (1998): «Comment on M. Hoel: Emission Taxes versus OtherEnvironmental Policies». Scandinavian Journal of Economics 100,109-112.Ellerman, A. D. og A. Decaux (1998): Analysis of Post-Kyoto CO2Emissions Trading Using Marginal Abatement Curves, MIT JointProgram on the Science and Policy of Global Change, Report 40.Goulder, L. (1995): «Environmental taxation and the «double dividend»:A reader's guide.» International Tax and Public Finance 2,157-184.Hoel, M. (1998): «Emission Taxes versus Other Environmental Policies».Scandinavian Journal of Economics 100, 79-104.Holtsmark, B. (1998a): From the Kyoto Protocol to the fossil fuel markets.CICERO Working Paper 1998:9.Holtsmark, B. (1998b): Nasjonal klimapolitikk i lys av Kyoto-protokollen.CICERO Working Paper 1998:12.Hovi, J. og B. Holtsmark (1998): «Betingete standpunkter i klimaforhandlingene».Norsk Statsvitenskapelig Tidsskrift 14 4, 353-374.Lindholt, L. (1998): «Kyoto-protokollen, prisen på CO 2-kvoter og konsekvenserfor norsk petroleumssektor», Økonomiske analyser 7/98,14-21.OECD (1998): Economic Modelling of Climate Change. OECDWorkshop Report.Ringius, L., A. Torvanger and B. Holtsmark (1998), Sharing the costsequitably: results from three burden sharing rules applied to anOECD climate protocol. Energy Policy 26 10, 777-793.SeniorøkonomSeksjon Samfunnsøkonomi/ForretningsutviklingDivisjon Strategiske KonsernfunksjonerSparebanken NOR er Norges største sparebank og landets tredje største bank. Banken er ledende i personkundemarkedet og en aktiv medspilleror næringslivet og offentlig sektor. Banken er morselskap i et bankkonsern med blant andre NOR Forsikring, NOR Finans, NOR Eiendom ogNOR Aktiv Forvaltning. Sparebanken NOR er en desentralisert organisasjon bygget på regionene Buskerud, Oppland/Hedmark, Oslo/Akershus, Telemark, Vestfold og Øsold. I tillegg har banken avdelinger i Stavanger, Bergen, Trondheim, Bodo, Tromso og Vadsø. DivisjonKonsernkunder og Konsernadministrasjonen holder til i Oslo. Konsernet har en forvaltningskapital på omlag 132 milliarder kroner, 3.700ansatte og et godt utbygget kontornett.Seksjon Samfunnsøkonomi/Forretningsutvikling trenger en ny medarbeider. Seksjonen har bl.a. ansvar for a.vurdere virkningen for konsernet av utviklingen i norsk og internasjonal økonomi og skal ha tilsvarende oppgaver idet nye konsernet Gjensidige NOR.Arbeidet vil i første rekke omfatte analyser av den økonomiske utviklingen i Norge og utlandet, med spesiell vektpå rente- og valutaspørsmål. Det er ønskelig at den som ansettes kan dekke hele spekteret av seksjonens arbeidsfelt.Oppgavene krever en kombinasjon av analytisk legning og evne til å formidle resultatene på ulike nivå i banken,datterselskapene og overfor kunder. Søkere må ha utdanning som sosialøkonom, siviløkonom med tilleggskompetansei samfunnsøkonomi eller tilsvarende. I tillegg kreves gode resultater fra praktisk arbeid.Sparebanken NOR trenger flere kvinner i ledende stillinger, og vi oppfordrer derfor spesielt kvinner til å søke.Nærmere opplysninger kan fås ved henvendelse til Nils Terje Furunes, telefon 22 31 87 91.Søknad sendes innen utgangen av januar 1999 til:Sparebanken NORPersonalavdelingenKonsern FellesfunksjonerPostboks 1172 Sentrum0107 OslosparebankenNORSOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 21


ARTIKKELKNUT ANTON MOR K:Stab!! krone?Siden 6. mai 1994 har Norges Bankhatt til oppgave å holde en stabilvalutakurs med utgangspunkt inivået mot «europeiske valutaer»siden den gamle fastkursen ble oppgitt idesember 1992. Med svært få unntaklå Norges Banks ECU-indeks i dettetidsrommet mellom 103 og 105.I praksis er dette intervallet derforblitt definert som utgangsleietl.Videre er stabilisering i all hovedsakblitt forstått som at Norges Bank har ioppgave å lede kronekursen tilbake tilutgangsleiet hver gang det oppstår avviki markedet. Idealet for en stabilvalutakurs har altså vært rimelig klart,selv om det har vært noe uklart hvorstore avvik fra idealet Norges Bank kanakseptere og hvor raskt slike avvikskal fjernes.Denne artikkelen tar sikte på å testestatistisk hvorvidt denne målsettingakan sies å ha blitt oppnådd.For å kunne gjøre dette, må vi gistabilitetsmålsettinga en statistisk form.Dette viser seg å ikke være alt forvanskelig i og med at vi kan utføretestene som såkalte enhetsrotstester.STABILITETSBEGREPERDen typen stabilitet vi snakker om i forbindelse med valutapolitikken,faller nokså nær sammen med det statistiskebegrepet reversjon mot gjennomsnittet, som innebærerat en variabel over tid tenderer til å vende tilbaketil et normalnivå, selv om den fra tid til annen kan bevegeseg til dels langt bort fra dette nivået. Stasjonaritet uttrykkeromtrent det samme i og med at en stasjonær variabelhar et konstant normalnivå (statistisk forventning)over tid og også konstant varians, slik at bevegelsene bortfra normalnivået ikke tenderer til å øke eller avta over tid.I elementær statistikk og økonometri antas det vanligvisstilltiende at alle økonomiske variabler er stasjonære.Nyere forskning har imidlertid lært oss at dette langt frabehøver å være tilfelle. Tvert imot ser det ut til at mangeØkonomiske tidsserier opptrer som såkalte enhetsrotsse-Her. Dette litt kryptiske uttrykket innebærer at endringer ivariabelen kan komme for å bli på permanent basis, slikat en enhetsrotsserie aldeles ikke behøver å vende tilbaketil noe normalnivå etter at en forandring er skjedd. Et muligeksempel er BNP, som aldri har vist noen tendens til åvende tilbake til nivået fra før annen verdenskrig. En enhetsrotsseriehar derfor ikke noe konstant normalnivå, ogvariansen tenderer til å øke over tid etter som varige endringerkommer på toppen av hverandre. Derfor har enenhetsrotsserie heller ikke noen systematisk tendens tilreversjon mot gjennomsnittet.VISUELT INNTRYKKMed utgangspunkt i disse begrepene kan vi teste nullhypotesenom at kronekursen mot ECU er en enhetsrotsseriemot den alternative hypotesen at kronekursen er stasjonær.Slike tester er nå blitt noe nær standardverktøy imoderne tidsserieøkonometri. Men før vi går inn på deformelle testene, kan det være en idé å ta en titt på dataene.Figur 1 viser daglige data for ECU-indeksen sidengjeldende direktiv ble vedtatt.Det visuelle inntrykket er ikke oppmuntrende. Riktignok ser det klart ut til at Norges Bank har fylt sin oppgavepå den måten at rentene er blitt satt ned hver gangkrona er blitt i sterkeste laget (lav indeks) og satt opp nårFra 1. januar 1998 har euro erstattet ECU i EU-sammenheng, og isamsvar med dette har Norges Bank sluttet å beregne ECU-indeksen.Politikken videreføres ved at kursen EUR/NOK nå brukes som vurderingsgrunnlagfor kronas stabilitet på samme måte som ECU-indeksenut 1998. Bortsett fra at pundet slik mister sin rolle som rettesnorfor krona, innebærer ikke dette noen substansiell endring.22 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


krona er blitt for svak. Men vellykketer det vanskelig å si at politikken harvært. Riktig nok holdt krona seg innenforutgangsleiet 103-105 ut 1996.Men siden den tid har den knapt nokvært innenfor. For 1998 legger viikke bare merke til at kursen i annethalvår har ligget ekstremt mye svakereenn normalt. Det er også det atbevegelsene ser ut til å ha blitt størreog større, slik at variansen ser ut til åha økt over tid. Som vi så ovenfor, erdette typisk atferd for en enhetsrotsserieog tyder derfor ikke i retning avstasjonaritet.TESTMETODEImidlertid er et slikt visuelt inntrykkikke noe substitutt for en rigorøs statistisktest basert på en tidsserie avECU-indeksen v t (12 for valutakurs).Vi bruker daglige data fra og med den dagen det pengepolitiskedirektivet ble vedtatt, 6. mai 1994, fram til 28.desember 1998, totalt 1183 observasjoner. Testen antarsom nullhypotese at tidsserien er en enhetsrotsserie,mens alternativet er at den er stasjonær. Hvis den er stasjonær,varierer kursen omkring gjennomsnittsnivået pt.Testen baseres da på avviket fra gjennomsnittet yt = vt —Testen tar utgangspunkt i følgende likning:Knut Anton Mork,Ph.D fra M.I.T. i 1977,er sjeføkonom iHandelsbanken NorgeDen andre metoden kalles Phillips-Perron-metoden etter Phillips og Perron(1988). Her estimeres likning (1)igjen uten forandring, men testobservatorenkorrigeres etter en formelsom tar hensyn til seriekorrelasjonen irestleddet. I begge tilfeller trenger vien regel for å bestemme laglengden k.Etter anbefaling av Pantula et al.(1994) fastsetter vi denne som to merenn det som minimerer Akaikes informasjonskriterium.RESULTATEREt gjenstående spørsmål er hvordan viskal håndtere normalleiet ,u. Den enklestemåten er å estimere det som enukjent parameter, det vil si ved hjelpav et konstantledd i (2). Resultatenefor denne metoden er presentert itabell 1.Tabell 1. Resultater av enhetsrotstester med estimertnormalleieMetodeNormalleie Estimert p 'r-observator p-verdiAugumentertDickey-Fuller 105,3 0,99668 —0,822 0,813Phillips-Perron 104,5 0,99478 —5,155 0,412(1) y= + et.Denne formen kan brukes når restleddet et er hvit sto.Nullhypotesen om enhetsrotstest tilsier at p = 1 2, mensdet stasjonære alternativet tilsvarer p < 1. Testen avdenne hypotesen er basert på den estimerte t-observatorenfor denne parameteren. Under nullhypotesen om atikke yt er stasjonær, men en enhetsrotsprosess, er imidlertidikke denne observatoren t-fordelt. Spesielt er negativeverdier langt mer sannsynlige enn positive fordi estimatetfor p er forventningsskjevt nedover, slik at sjansen er storfor at vi estimerer p som mindre enn 1 selv om den korrekteverdien faktisk er 1. Dette problemet løses imidlertidenkelt ved å bruke den korrekte fordelinga, som erregnet ut av Dickey og Fuller (1979). Testen kalles derforDickey-Fuller-testen. På grunn av at observatoren ikke ert-fordelt, kalles den gjerne en r-observator.Det er imidlertid bare i heldige tilfeller at et er hvitstøy, og vi har ikke noe så heldig tilfelle her. For tilfelletnår et er seriekorrelert, har vi to alternative korreksjonertil Dickey-Fuller-testen. Den ene er den augmenterteDickey-Fuller-testen (ADF). Her legges det til lagverdierav Ay e, så' mange som skal til for at restleddet er hvit støy:(2) yt= pyt_ i + b i Ayt_ i + K + bkAyt_k + Et .Ingen av metodene kan forkaste enhetsrot. Valutakursener med andre ord ikke signifikant stasjonær. Ut fradisse resultatene kan det altså ikke med noen sikkerhethevdes at Norge har lykkes i å opprettholde en stabil valutakurs.Et insignifikant testresultat impliserer ikke nødvendigvisat nullhypotesen kan aksepteres. I vårt tilfelle innebx-115,0113,0111,0109,0107,0105,0,103 la,101,0i99 07—97,0 :Figur 1: ECU-indeksen siden mai 1994"Utgangslele"foliorente95 96ECU-indeks (v. skala)2 Med serielt ukorrelert restledd betyr dette at serien er en Martingale,og med serielt uavhengige restledd en Random Walk. Dette er imidlertiduvesentlig her.097654SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 23


Stabil krone?rer dette at valutakursen kan være stabil selv om vi ikkekan forkaste hypotesen om enhetsrot. Det kan nemlighende at testen har for liten styrke til å skjelne mellomhypotesene. For enhetsrotstester er dette et velkjent problemselv for nokså lange dataserier. Og selv om vi harhele 1183 observasjoner i vårt tilfelle, kan denne innvendingabrukes i og med at seriens lengde i kalendertid —omtrent fire og et halvt år — ofte er viktigere enn antallobservasjoner, som bemerket av Campbell og Perron(1991). I dette tilfellet er imidlertid testobservatorene såsmå (i absoluttverdi) at dette argumentet ikke er særligoverbevisende. Faktisk indikerer p-verdien for Phillips-Perron-metoden at den observerte verdien ligger nestenmidt i fordelinga under nullhypotesen. En observert -rverdipå —5 er altså nokså nær det vi venter å finne når valutakursenikke er stabil! Og i Dickey-Fuller-tilfellet ersituasjonen enda verre: Det er bare 20% sannsynlighetfor å finne en større -r-verdi, selv om valutakursen ikke erstabil! Dette kan virke overraskende i og med at den estimertep-verdien er mindre enn 1, men dette er et velkjentresultat for enhetsrotsvariabler: Som nevnt overnfor tendererslike parametere til å være forventningsskjeve nedover,slik at verdier lik eller over 1 svært sjelden observeresselv om den sanne verdien er lik 1.Det estimerte normalleiet sti ligger utenfor intervallet103-105 i Dickey-Fuller-tilfellet. En alternativ måte åbehandle dette normalleiet på, er à priori å gi det verdien104,0, som er midtpunktet i intervallet 103-104. Tabell 2gir resultatene under denne antakelsen.Tabell 2. Resultater av enhetsrotstester med normalleiefastsatt til 104Metode Estimert p -r-observator p-verdiAugumentert Dickey-Fuller 0,99623 —0,972 0,230Phillips-Perron 0,99460 —5,453 0,108De estimerte verdiene på p og r-observatorene er sværtlike de tilsvarende estimatene i tabell 1. Imidlertid er p-verdiene lavere fordi testen har noe høyere styrke når viantar normalleiet A. priori. Spesielt nærmer Phillips-Perron-resultateneseg signifikans på 10% nivå.Ennå kan det imidlertid innvendes at vi har vært forstrenge i formuleringa av modellen. Hvis utgangsleiet forECU-indeksen er 103-105, skulle det ikke være nødvendigfor Norges Bank å foreta seg noe som helst i forholdtil bevegelser innenfor dette intervallet. Kanskje det erfOrst når indeksen går over 105 og under 103 at stabiliseringskrefteneskal settes inn. Denne tankegangen kan vinærme oss ved å definere tidsserievariabelen yt på følgendemåte:• Hvis vt > 105, defineres yt som yt =vt —105.• Hvis vt > 103, settes yt =vt —103.• Hvis 103 v t 105, settes yt = 0.Denne metoden burde kunne si oss noe om hvor vellykketNorges Banks forsøk på å motvirke store kurssvingningerhar vært3 . Resultatene er gitt i tabell 3.Tabell 3. Resultater av enhetsrotstester med normalleiei hele intervallet 103-105Metode Estimert p r-observator p-verdiAugumentert Dickey-Fuller 1,00438 +0,655 0,858Phillips-Perron 0,99039 —5,629 0,103Resultatene kan neppe kalles bedre. For Phillips-Perrontestenkommer vi like nær signifikans som da vi antok104 som utgangsleie. I Dickey-Fuller-tilfellet går det derimotenda dårligere enn da vi estimerte utgangsleiet.estimeres faktisk p en tanke større enn 1, som innebæreren eksplosiv modell.HVOR RASKT VENDER KURSEN TILBAKE?I analysen ovenfor har vi bare spurt om valutakursen vendertilbake til utgangsleiet når den først har vendt bortderfra. Svaret er at vi ikke har funnet noen signifikanttendens til dette. Men fins det en tendens i det hele tatt?Svaret er ja så sant den estimerte p er mindre enn 1. Detteestimatet kan vi videre bruke til å studere hvor raskt etavvik tenderer til å elimineres. Før vi går inn på dette,skal vi imidlertid enda en gang merke oss at p-estimateneer forventningsskjeve nedover og altså tenderer til å blimindre enn 1 selv om den sanne verdien er 1. Dette gjeldertil og med asymptotisk, det vil si for aldri så mangeobservasjoner, dersom kronekursen egentlig er en enhetsrotsvariabel.Og det gjelder i utvalg med svært mange observasjonerselv om den sanne p ligger nær 1. Dette betyrat vi tenderer til å finne en noe raskere tilbakevending tilnormalleiet enn det som faktisk er tilfelle.Med dette forbeholdet kan vi gå vi bruke punktestimatenei de ulike modellene til slik beregning. Til dettebrukte vi resultatene fra den augmenterte Dickey-Fullerlikninga(2) fordi restleddet der har hvit støy. Den beregnededynamiske utviklinga av et avvik eller et sjokk påén enhet (rt = 1 på tidspunkt 0, ellers 0) er vist i Figur 2.Uansett antakelse om utgangsleiet er utviklinga sværtlangsom. Selv i de to ikke-eksplosive tilfellene er sjokkets«halvliv», det vil si antall virkedager før avviket halveres,mellom 150 og 200 markedsdager, altså godt overet halvt år. En mekanisme som er så treg, kan vanskeligkalles stabil for praktiske formal. Og husk altså igjen atestimatene er skjeve i retning av stasjonaritet.Når utgangsleiet antas å dekke hele intervallet103-105, ser resultatet interessant nok mer stabilt ut på etpar måneders sikt. Men etter dette tar eksplosivitetenover. Det tar mindre enn et år før avviket er større enn iutgangspunktet.3 Idéen til denne testen fikk jeg fra Mats Nyman, Handelsbankens sjef-Økonom i London, og fra Tharald Stray Laastad, praktikant i makroanalyseved Handelsbanken i Oslo.24 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


1,251,00Figur 2. Dynamisk utvikling på ECUindeksenav I enhets sjokk på dag 0Sentralkur 103-105forsøk på valutastabilisering har vært vellykket. Men deempiriske resultatene er ikke oppmuntrende. Det skalsterk tro til for å hevde at den norske krona har holdt segstabil siden gjeldende pengepolitiske direktiv ble innført.0,750,500,250,000 50 100Sentralkurs 104MarkedsdagerKONKLUSJON: IKKE SÆRLIG STABIL,150 200Statistisk sett er en dataserie på fire og et halvt år litt kortfor å trekke sterke konklusjoner om hvorvidt det norske-REFERANSER:Campbell, John Y. og Pierre Perron, 1991: «Pitfalls and Opportunities:What Macroeconomists Should Know about Unit Roots.> NBER MacroeconomicsAnnual. Cambridge, Mass.: MIT Press.Dickey, David A. og Wayne A. Fuller, 1979: «Distribution of the Estimatorsfor Autoregressive Time Series with a Unit Root.> Journal ofthe American Statistical Association 74:427-431.Pantula, Sastry G., Graciela Gonzalez-Farias og Wayne A. Fuller,1994: o.A Comparison of Unit-Root Test Criteria.> Journal of Businessand Economic Statistics, 12:449-459.Phillips, P.C.B. og Pierre Perron, 1988: «Testing for a unit Root inTime Series Regression.> Biometrika 75:335-46.Vi vet ikke om våre abonnenter flytter merenn andre, men det virker slik. Hvermåned får vi tidsskrifter i retur fordi adressatenhar flyttet. Spar oss for ekstra portoog deg selv for forsinkelsen. Meld flyttingpr. telefon 22 41 32 90, telefax 22 41 32 93eller skriv til oss.Sosialokonomenes ForeningPostboks 8872 Youngstorget0028 OSLOSOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 25


ARTIKKELANDERS TARALDSET:Lonnsstatistikkfor sosialøkonomer 19985osialokonomenes Forening gjennomfOrerhvert år en lønnsundersøkelsefor sine medlemmer. I årets undersokelseutgjør gjennomsnittligmånedslønn for alle heltidsansatte sosialøkonomer31.828 kr. Dette tilsvarer i underkantav lønnstrinn 60. Den faste månedslønnenutgjør gjennomsnittlig 31.101 kr.som tilsvarer mellom lønnstrinn 58 og 59.Reallønnsveksten er på 6,1 prosent fra 1997til 1998 som trolig er den største reallonnsvekstensom noensinne er observert i undersøkelsene.Månedslønnen er høyest for hhv. aldersgruppen45-49 år og for gruppen med eksamenfor 13-15 år siden. Med 41.221 kr. ermånedslønnen for ansatte i privat sektor56,2 prosent høyere enn for statsansattemed 26.396 kr. som tilsvarer mellom lønnstrinn49 og 50. For kommuneansatte er månedslønnen27.396 kr. som tilsvarer mellomlønnstrinn 51 og 52. Lønnsforskjellene mellomprivatansatte og statsansatte oker fortsattslik de har gjort hvert år siden 1987,med unntak av 1992. For de som har merenn åtte år siden eksamen, er månedslønnen63,5 prosent høyere for privatansatteenn for kommuneansatte.Totalt sett er lønnsforskjellene mellomkvinner og menn noe redusert, i motsetningtil i 1997, og er tilbake på samme relativenivå som i 1995. Forskjellene er fortsattklart størst og har siden 1992 okt mest i privatsektor, hvor de også har chlit fra 1997 til1998. I staten og i kommunesektoren erlønnsforskjellen mellom kjønnene redusert,etter at de økte i staten i 1997.MATERIALE OG METODEI årets undersøkelse ble det sendt ut 1524 spørreskjemaer,hvorav 555 ble returnert. Dette gir en svarprosent på bare36,4, mot 39,8 i 1997, 35,1 i 1996 og 49,1 i 1995. Totalt15 skjemaer er holdt utenom den følgende analysen avulike grunner, fire av disse fordi den oppgitte faste månedslønnener for lav (noen av disse er trolig deltidsansatteuten at dette er oppgitt på skjemaet). Den lavestefaste månedslønnen som er tatt med i analysen, er 18.214kr. (som tilsvarer lønnstrinn 30 før årets lønnsoppgjør ogca. lønnstrinn 27 etter lønnsoppgjøret), og den høyeste er120.000 kr. I tillegg til de fire som har oppgitt lavere fastmånedslønn enn 18.214 kr. er det bare ytterligere 12 antattheltidsansatte respondenter som har oppgitt en fastmånedslønn under 19.137 kr., som tilsvarer lønnstrinn 30i staten. To skjemaer er holdt utenfor fordi respondenteneopplyser at de ikke er sosialøkonomer.Med en så lav svarprosent må vi være oppmerksommepå mulige skjevheter i utvalget i forhold til hele medlemsmassentil Sosialøkonomenes Forening. Særlig serdet ut til at dette gir en betydelig usikkerhet m.h.t. lønnsutviklingenår for år, og det er mulig at lønnsveksten iårets undersøkelse er høyere enn den faktiske lønnsøkningen.Når det gjelder resultater for ulike grupper/intervalleri undersøkelsen, må vi i tillegg være klar over usikkerhetenp.g.a. det lave antallet observasjoner i en del avgruppene. Svarprosenten er i år høyere enn tidligere forkvinner i kommunesektoren, og som i 1997 noe høyerefor privatansatte enn for statsansatte (til tross for at andelensom har reservert seg mot medlemsskap i fagforeningener langt høyere blant privatansatte enn blant statsansatte),i motsetning til i 1996 hvor svarprosenten vardesidert lavest i privat sektor. Andelen privatansatte i undersøkelsenehar økt sterkt siden 1996 og dette bidrar endel til den observerte lønnsveksten for alle sosialøkonomersett under ett.Vi har spurt om fast månedslønn ekskl. pensjonsinnskuddi september 1998, godtgjørelse for overtidsarbeid iseptember (evt. anslag), samt verdi pr. måned av naturalytelsersom fri telefon, bil og lignende (heretter kalt naturallønn).Enkelte har oppgitt at de har «fri telefon» elleraviser uten å tallfeste dette. Verdien av «fri telefon» er dasatt til 150 kr. og aviser til 100 kr. pr. måned pr. avis. Allesom ikke har svart på spørsmålene om overtidsbetalingog naturallønn, er blitt registrert med 0 på disse spørsmålene,slik at gjennomsnittstallene gjelder for alle respondenterunder ett. De høyeste registrerte verdiene av natu-26 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


allønn er 12.000 kr., og to ganger10.000 kr., og enkelte slike høye verdierinfluerer selvsagt kraftig på gjennomsnittlignaturallønn i en del grupper/intervalleri undersøkelsen. Dehøyeste registrerte verdiene av naturallønner imidlertid vesentlig lavereenn i 1997.Når svarene på spørsmålet om fastmånedslønn for offentlig ansatte somhar oppgitt nøyaktige kronebeløp,sammenlignes med lønnstabellen, serdet ut til at det fortsatt er mange somoppgir regulativlønn uten å trekke frapensjonsinnskuddet. Pensj onsinnskuddetutgjør to prosent av bruttomånedslønn t.o.m. lønnstrinn 56 oger deretter prosentvis svakt avtagende(men absolutt sett økende) med høyerelønnsplassering. For de offentligansatte som har oppgitt nøyaktigekronebeløp som kan identifiseresmed et bestemt lønnstrinn på lønnstabellenfor 1998, er den faste månedslønnenkorrigert slik at pensjonsinnskuddet er trukket fra,slik det har vært gjort i undersøkelsene siden 1995. Det erderfor svært viktig at fast månedslønn oppgis med nøyaktigkronebeløp og enda bedre dersom respondentene selvhusker å trekke fra pensjonsinnskuddet, evt. at lønnstrinnoppgis slik mange har gjort.P.g.a. AF-streiken i staten ser det ut til at mange av destatsansatte ikke hadde fått utbetalt lønnstillegget i åretslønnsoppgjør på registreringstidspunktet, og disse er registrertmed den månedslønnen de har oppgitt på skjemaet,medmindre de har oppgitt sitt lønnstrinn. Dettemotvirkes noe av at den oppgitte faste månedslønnenikke er korrigert for pensjonsinnskuddet ved registreringenfor de som ikke selv har husket å trekke fra pensjonsinnskuddet.Siden årets lønnstillegg på 10.000 kr. istaten utgjør mer enn pensjonsinnskuddet, er nettoeffektennegativ også for de som ikke har trukket fra pensjonsinnskuddetved utfyllingen av skjemaet, slik atlønnsnivået kan være for lavt registrert for de statsansatte.Som bakgrunnsvariable har vi spurt om kjønn, fødselsår,eksamensår, og om man er ansatt i statlig, kommunal/fylkeskommunaleller privat virksomhet. Det fremgårav spørreskjemaet at privat virksomhet omfatter alle somikke er tilsluttet hovedtariffavtalen i staten eller kommunene,dvs. også statsbedrifter, statsaksjeselskaper og NorgesBank. Disse har siden 1984 blitt regnet som privatansatte,mens de tidligere ble regnet som statsansatte. Ansattei enkelte forskningsstiftelser regnes også som privatansatte.På skjemaet finnes det ikke noe spørsmål om hvorvidtman er heltids- eller deltidsansatt. For de som har oppgittat de er deltidsansatte med stillingsprosent, er den fasteAnders Taraldset,cand. oecon. fra Universiteteti Oslo, januar 1991, erseksjonssjef for register ogstatistikk i Den norskelægeforeningmånedslønnen omregnet til lønn i heltidsstilling.Egentlig skulle disse ikketelt med i undersøkelsen med mer enndet stillingsprosenten tilsvarer, mensiden det dreier seg om svært få hardette helt marginal betydning. Nårikke annet er oppgitt, må vi gå ut fraat respondentene er heltidsansatte ogblant annet derfor har vi valgt å holderespondenter som har oppgitt laverefast månedslønn enn svarende tillønnstrinn 27 i full stilling, utenforanalysen p.g.a. en antagelse om atnoen av disse kan være deltidsansatte,evt. at de arbeider i stillinger hvor deikke får lønnsmessig uttelling for sinutdannelse som sosialøkonomer.LØNNSUTVIKLING 1994-1998Tabell 1 og 2 viser den nominellelønnsutviklingen for hvert år 1994-1998. For sammenligningens skyld erogså tall fra Statens sentrale tjenestemannsregister (SST)samt tall fra Lønns- og personalstatistikk kommunale arbeidstakere(PAI-registeret) tatt med. PAI-registeret utgisav Kommunenes Sentralforbund (KS), og gjelder for ansattei KS-området. Oslo kommune er derfor ikke med itallene fra PAI-registeret. Fylkeskommunalt ansatte er inkluderti kommunesektoren både i våre tall og i tallenefra PAI-registeret. Tallene fra våre (SosialøkonomenesForenings) lønnsundersøkelser er markert med SF.Månedslønnen i tabell 1 gjelder fast månedslønn plussverdien av andre ytelser (naturallønn), mens faste og variabletillegg, men ikke variabel overtid, er medregnet itallene fra SST og PAI-registeret. Når ikke annet ernevnt, er det disse lønnsbegrepene som benyttes, og allelønnsdata er gjennomsnittstall i hele denne artikkelen.Det fremgår at lønnsnivået i privat sektor i 1998 er 29,5prosent høyere enn for alle sosialøkonomer (mot 30,7prosent i 1997 og 31,7 prosent i 1996), 56,2 prosent høyereenn i staten (mot 54,4 prosent i 1997 og 53,1 prosent i1996) og 50,5 prosent høyere enn i kommunesektoren(mot 49,0 prosent i 1997 og 44,1 prosent i 1996). Lønnsnivåeti kommunesektoren er nå 3,8 prosent høyere enn istaten, mens det var 3,6 prosent høyere i 1997 og 6,2 prosenthøyere i 1996.Fra 1990 til 1998 har den samlede nominelle lønnsvekstenvært på 30,3 prosent, hvorav 16,4 prosent fra 1994til 1998. Lønnsutviklingen har vært klart sterkest de sisteto årene, med 15,3 prosent lønnsvekst fra 1996 til 1998.Bortsett fra i 1992 og 1995 har lønnsøkningen hvert år siden1987 vært større i privat sektor enn i både staten ogkommunesektoren (også i 1995 i forhold til staten ifølgevåre undersøkelser, men ikke sammenlignet med SSTstall). Dårligst har lønnsutviklingen fra 1994 til 1998 værtSOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 27


Lonnsstatistikki kommunesektoren med en nominell lønnsøkning pa13,5 prosent, mot 13,9 prosent i staten. Desidert best harlønnsutviklingen vært i privat sektor med 19,9 prosentlønnsøkning fra 1994 til 1998.Etter 1992 har det vært nominell lønnsøkning i allesektorer hvert år med unntak av statsansatte fra 1994 til1995 ifølge våre undersøkelser, men ikke ifølge SST somaltså viser en nominell lønnsøkning for statsansatte fra1994 til 1995. Fra 1993 til 1994 var det i følge våre undersøkelseren nominell lønnsøkning for alle sosialøkonomerpå 4,5 prosent. Fra 1994 til 1995 var det en nominelllønnsnedgang pa 0,8 prosent, som skyldtes en nominelllønnsnedgang på 1,6 prosent i staten. Denne registrertelønnsnedgangen for statsansatte, som ikke ble beheftetav SSTs tall, forklares delvis av at vi i 1995 forførste gang korrigerte oppgitt fast månedslønn for offentligansatte mot lønnstabellen og registrerte regulativlønnenekskl. pensjonsinnskudd for de som hadde rapportertregulativlønn inkl. pensjonsinnskudd.Fra 1995 til 1996 var det en nominell lønnsøkning på1,8 prosent, selv om lønnsøkningen var vesentlig størrebåde i privat sektor med 4,8 prosent og i staten med 4,1prosent, mens lønnsøkningen i kommunesektoren barevar på 1,1 prosent. Fra 1996 til 1997 var det en nominelllønnsøkning på hele 6,0 prosent. Fra 1997 til 1998 har detvært en nominell lønnsøkning på hele 8,7 prosent. Dissetallene er imidlertid ikke korrigert for at svarprosentenblant privatansatte er vesentlig høyere i undersøkelsenefor 1997 og for 1998 enn i undersøkelsen for 1996. Forprivatansatte var lønnsøkningen på 7,7 prosent, for statsansattepå 6,5 prosent og for kommuneansatte 6,6 prosent.Dette er den største nominelle lønnsveksten på1990-tallet i alle disse tre sektorene.Når lønnsøkningen totalt sett er så stor som 8,7 prosentfra 1997 til 1998, har dette også sammenheng med at privatansatteutgjør en større andel av respondentene i 1998enn i 1997, da de privatansatte igjen utgjorde en høyereandel av respondentene enn i 1996. En høyere andel privatansatteblant respondentene er altså forklaringen på atlønnsøkningen for alle sosialøkonomer er høyere enn forhver av de enkelte sektorene både fra 1996 til 1997 og fra1997 til 1998.Sammenligner vi i tabell 1 med lønnsstatistikken forstaten, ser vi at våre tall hvert år ligger noe høyere enn iSST, noe som delvis kan skyldes at SST ikke fanger oppnaturalytelsene, og delvis en kombinasjon av at SST omfatterflere sosialøkonomer i staten enn våre tall og at desom har lavest lønn i staten kan være noe underrepresenterti våre undersøkelser. Bade i staten og i kommunesektorenla den faste månedslønnen i undersøkelsen for1995 bare 0,8 prosent over hhv. SSTs og PAI-registeretstall for oktober 1995, mens denne forskjellen i staten harOkt til 1,8 prosent i 1996 og til 1,7 prosent i 1997 i forholdtil SSTs tall for oktober 1997. I kommunesektorenligger våre tall svært nær tallene fra PAI-registeret foralle årene 1990-1995, og nokså nær, men lavere enn PAIregisteretstall i 1996 og 1997. Våre tall omfatter, i motsetningtil PAI-registeret, også ansatte i Oslo kommune. I1997 var våre tall for fast månedslønn 1,8 prosent lavere(mot 1,0 prosent i 1996) enn PAI-registerets tall for regulativlønn.Vi ma imidlertid huske at våre undersøkelsergjelder fast månedslønn ekskl. pensjonsinnskudd, og atpensjonsinnskuddet er blitt trukket fra for de respondentenesom har rapportert regulativlønn før fradrag for pensjonsinnskudd.Korrigert for dette ligger den faste månedslønneni våre undersøkelser for 1996 og 1997 likevellitt høyere enn PAI-registerets tall for regulativlønn i oktober1996 og 1997.Tabell 1: Nominell lønn i kroner pr. måned 1994-19981994 1995 1996 1997 1998Sosialøkonomer i alt - SF 27.340 27.127 27.615 29.275 31.828Privat sektor - SF 34.391 34.712 36.365 38.275 41.221Statssektoren - SF 23.177 22.810 23.756 24.788 26.396Statssektoren - SST 21.928 22.468 23.111 24.063Kommunesektoren - SF 24.140 24.953 25.239 25.690 27.396Kommunesektoren - PAI 24.041 25.012 25.826 26.409Tabell 2: Nominell lønnsutvikling i prosent 1994-19981994-95 1995-96 1996-97 1997-98 1994-98Sosialøkonomer i alt - SF -0,8 1,8 6,0 8,7 16,4Privat sektor - SF 0,9 4,8 5,3 7,7 19,9Statssektoren - SF -1,6 4,1 4,3 6,5 13,9Statssektoren - SST 2,5 2,9 4,1Kommunesektoren - SF 3,4 1,1 1,8 6,6 13,5Kommunesektoren - PAI 4,0 3,3 2,3Tabell 3: Reallonnsutvikling i prosent 1994-19981994-95 1995-96 1996-97 1997-98 1994-98Sosialøkonomer i alt - SF -3,1 0,5 3,7 6,1 7,1Privat sektor - SF -1,4 3,4 2,9 5,1 10,2Statssektoren - SF -3,8 2,8 2,0 3,9 4,7Statssektoren - SST 0,1 1,5 1,8Kommunesektoren - SF 1,0 -0,2 -0,5 4,0 4,4Kommunesektoren - PAI 1,7 1,9 0,0Tabell 3 viser reallønnsutviklingen fra år til år i hversektor i faste 1998-kroner (deflator er konsumprisindeksenfor september hvert år). Alle sosialøkonomer sett underett har hatt en reallønnsvekst hvert år fra 1992 til1998 unntatt fra 1994 til 1995 da det ble registrert en betydeligreallønnsnedgang, noe som har sammenheng medden nominelle lønnsnedgangen som ble kommentert foran.SST viser imidlertid en reallønnsnedgang i 1994,omtrent uendret reallønn i 1993 og 1995, en reallønnsvekstpå 1,5 prosent i 1996 og den hittil største reallønnsøkningenfor statsansatte sosialøkonomer på 1990-talletmed 1,8 prosent reallønnsøkning fra 1996 til 1997. Ikommunesektoren viser både våre undersøkelser og PAIregistereten reallønnsnedgang både fra 1992 til 1993 ogfra 1993 til 1994, men en reallønnsøkning fra 1994 til1995. Våre undersøkelser viser en svak reallønnsnedgang28 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


for kommuneansatte fra 1995 til 1996 og fra 1996 til1997, mens PAI-registeret viser en reallønnsøkning på1,9 prosent fra 1995 til 1996 og uendret reallønn fra 1996til 1997.For privatansatte var reallønnsøkningen på hele 5,1prosent fra 1997 til 1998. I staten var reallønnsøkningenfra 1997 til 1998 på 3,9 prosent. I kommunesektoren varreallønnsøkningen på 4,0 prosent fra 1997 til 1998. Tidligerepå 1990-tallet har det ifølge våre undersøkelser barevært reallønnsøkning for kommuneansatte sosialøkonomeri 1992 og i 1995. Med unntak av tallene for 1996, erdette i god overensstemmelse med tallene fra PAI-registeret.Lønnsutviklingen har i perioden 1994 til 1998 vært desidertbest i privat sektor med 10,2 prosent reallønnsvekst.I denne perioden har statsansatte hatt en reallønnsvekstpå 4,7 prosent, mens kommuneansatte har hatt enreallønnsøkning på 4,4 prosent.1998 enn i 1997, mens den var 5,7 prosent høyere i 1997enn i 1996. Naturallønnen viste en synkende tendens fra1991 til 1995, og har deretter økt fra 574 kr i 1995 til 618kr i 1996, til 733 kr i 1997 og er så blitt svakt redusert til727 kr. i 1998. Dette har sammenheng med at privatansatte,som har desidert høyest naturallønn, har utgjort enhøy andel av respondentene både i 1997 og 1998, mennaturallønnen var gjennomsnittlig særlig høy for privatansattei 1997 i forhold til 1998, p.g.a. noen få respondentermed meget høy naturallønn i 1997 som nevnt innledningsvis.Overtidslønnen har vært høyere enn naturallønnenhvert år i perioden 1992-1998 unntatt i 1994, da de varomtrent like store, og altså i 1997. Undersøkelsen for1997 viste en fortsettelse av tendensen etter 1992 til synkendeovertidsbetaling, med 682 kr. pr. måned i 1997,709 kr. i 1996 og 725 kr. i 1995. I årets undersøkelse erdenne tendensen altså snudd, og overtidslønnen har øktkraftig.LØNNSFORDELING1. kvartil for månedslønnen utgjør 23.399 kr. (mot 21.513kr. i 1997), medianen 27.200 (mot 25.500 kr. i 1997) og3. kvartil 35.227 kr. (mot 31.850 kr. i 1997). Gjennomsnittetpå 31.828 kr. ligger altså som i de foregåendeårene nærmere 3. kvartil enn medianen. Det er altså langtflere, 68,5 prosent (mot 68,2 prosent i 1997, 67,7 prosenti 1996, 65,7 prosent i 1995 og 64,3 prosent i 1994), somhar månedslønn under gjennomsnittet enn over gjennomsnittet,og andelen med månedslønn under gjennomsnittethar økt hvert år siden 1994. I forhold til i 1997 erlønnsøkningen på 1. kvartil 8,8 prosent (mot 4,4 prosentfra 1996 til 1997) og på 3. kvartil 10,6 prosent (mot 4,9prosent fra 1996 til 1997). Den høye lønnsveksten på 3.kvartil trekker i retning av økte lønnsforskjeller. Medianlønnenvar i 1996 1,2 prosent høyere enn i 1995, og i1997 5,3 prosent høyere enn i 1996. I 1998 er medianlønnen6,7 prosent høyere enn i 1997. Medianlønnen hardermed hvert år siden 1993 vist en dårligere utviklingenn gjennomsnittslønnen i forhold til foregående år. Medianlønnener i 1998 faktisk bare 13,7 prosent høyere enni 1993 som tilsvarer en reallønnsøkning på bare 2,9 prosentfor medianlønnen, mens gjennomsnittslønnen er21,7 prosent høyere enn i 1993 som tilsvarer en reallønnsøkningpå 10,1 prosent. På 1. kvartil er lønnsveksten fra1993 til 1998 bare 16,7 prosent, mens lønnsveksten på 3.kvartil er 25,8 prosent, som tilsvarer en reallønnsøkningpå hhv. 5,5 prosent og 13,8 prosent.Gini-indexen er økt til 0,21 i 1998, mens den var 0,18 i1992, 0,19 i alle årene 1993-1996 og 0,20 i 1997. Det betyrat lønnsforskjellene mellom sosialøkonomene øktenoe i 1993, i 1997 og i 1998. Dette har i stor grad sammenhengmed de økte lønnsforskjellene mellom privat ogoffentlig sektor.Tabell 4 viser fordelingen av de ulike lønnskomponentene.Den faste månedslønnen er 9,0 prosent høyere iTabell 4: Månedslønn etter alderAlderAntallMånedslønninkl. naturallønnFastmånedslønnNaturallønnOvertidTotalmånedslønn-29 58 21.780 21.720 60 996 22.77630-34 104 24.763 24.562 200 1285 26.04835-39 94 30.612 30.041 572 837 31.45040-44 62 33.800 33.031 769 949 34.74945-49 55 41.564 40.099 1465 1038 42.60250-54 100 36.825 35.661 1165 770 37.59555- 65 36.028 35.009 1019 174 36.202I alt 540 31.828 31.101 727 878 32.707LØNN ETTER ALDERTabell 4 viser at månedslønnen er nokså jevnt økendemed alder frem til aldersgruppen 45-49 år og er deretteravtagende, i motsetning til i 1997 da det var en økningover alle aldersgruppene og høyest månedslønn for aldersgruppen55 år og eldre. Med unntak av 1997 hardette vært tilfellet hvert år siden 1992. Fast månedslønnviser et tilsvarende forløp, i motsetning til i 1997 da detvar et lokalt toppunkt for aldersgruppen 40-44 år, dvs. atden faste månedslønnen var litt lavere for aldersgruppen45-49 år enn for aldersgruppen 40-44 år i 1997. Naturallønnennår i likhet med den faste månedslønnen toppunktetfor aldersgruppen 45-49 år for deretter å avta (som iundersøkelsen for 1996), i motsetning til i 1997 da naturallønnenvar økende over alle aldersgruppene.Overtidslønnen viser et noe mer uklart forløp medalder, med toppunktet for aldersgruppen 30-34 år og etlokalt toppunkt for aldersgruppen 45-49 år. I de tidligereundersøkelsene har det vært en tendens til synkendeovertidslønn med økende alder, noe som er mindre tydeligi årets undersøkelse hvor tendensen er økende f.o.m.aldersgruppen 35-39 år t.o.m. aldersgruppen 45-49 år.SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 29


LonnsstatistikkTabell 5 viser hvilke aldersgrupper som har hatt høyestgjennomsnittslønn siden 1981 (det ble ikke gjennomførtnoen undersøkelse i 1982). I 1981 var det aldersgruppen40-44 år som hadde høyest månedslønn, mens det i perioden1983-1986 var aldersgruppen 45-49 år som haddehøyest månedslønn. I perioden 1987-1991 var det aldersgruppen50-54 år som hadde høyest månedslønn. I perioden1992-1998 har det igjen vært aldersgruppen 45-49 årsom har hatt høyest månedslønn, unntatt i 1997 da det forfOrste gang, så vidt denne artikkelforfatteren kjenner til,var den høyeste aldersgruppen, 55 år og eldre, som haddehøyest månedslønn.Tabell 5: Topplønnsutvikling etter aldersgrupperover tidArAldersgruppe1981 1983-1986 1987-1991 1992-1998*40-44 45-49 50-54 45-49* Med unntak av 1997, da aldersgruppen 55 år og eldre hadde høyest månedsfortjeneste.LØNN ETTER ANTALL ÅR SIDEN EKSAMENTabell 6 viser månedslønnen etter antall år siden eksamen.Multippel regresjonsanalyse viser at antall år sideneksamen bidrar vesentlig sterkere til å forklare lønnsnivåetenn alder. Månedslønnen viser selvsagt i likhet medalder også en økende tendens med antall år siden eksamen,med lokale toppunkter for gruppene med 19-25 årsiden eksamen. Toppunktet er imidlertid allerede forgruppen med 13-15 år siden eksamen (eksamen i 1983-1985), noe som har sammenheng med at andelen privatansatteer desidert høyest i denne gruppen. Andelen privatansatteer her hele 53,7 prosent, og dette er den enestegruppen hvor over halvparten er privatansatte. Totalt setter andelen privatansatte i undersøkelsen 35,6 prosent.Gjennomsnittslønnen var i 1997 desidert høyest for gruppenmed 26 år og mer siden eksamen (eksamen i 1971 ellertidligere), i motsetning til i undersøkelsen for 1996hvor det var gruppen med 23-25 år siden eksamen (eksameni 1971-1973) som hadde høyest månedslønn. Gruppenmed 23-25 år siden eksamen har hatt høyest månedslønnbåde i 1989 og i årene 1994-1996, mens det i 1990-1993 var grupper med kortere tid siden eksamen somhadde høyest månedslønn.Gruppen med 13-15 år siden eksamen har en månedslønnsom er 88,8 prosent høyere enn for de nyutdannede(med 0-2 år siden eksamen), 25,3 prosent høyere enngjennomsnittet og 6,9 prosent høyere enn for de med 23-25 år siden eksamen. Av disse relative forskjellene er detbare forskjellen i forhold til de nyutdannede som er størreenn de tilsvarende relative forskjellene for gruppen med26 år eller mer siden eksamen i undersøkelsen for 1997,som da hadde høyest månedslønn.Tabell 6: Gjennomsnittlig månedslønn etter antall årsiden eksamenArsi deneksamenAntallMånedslønninkl. naturallønnFastmåne dslønnNaturallønnOvertidTotalmånedslønn0-2 59 21.129 21.075 54 1189 22.3193-4 60 23.821 23.549 272 1096 24.9175-6 43 27.279 27.133 146 799 28.0787-8 37 26.134 25.846 288 972 27.1069-10 35 27.723 27.287 436 1648 29.37211-12 28 33.019 32.166 853 798 33.81713-15 41 39.891 38.818 1073 750 40.64116-18 26 32.184 31.607 576 1000 33.18419-22 54 39.269 38.024 1246 1150 40.41923-25 44 39.284 38.140 1144 439 39.72326- 106 37.315 36.048 1267 443 37.758I alt 540 31.828 31.101 727 884 32.707LØNN ETTER ALDER OG KJØNNTabell 7 viser gjennomsnittlig månedslønn etter alder ogkjønn. Det fremgår at kvinnene har en gjennomsnittligmånedslønn som utgjør 75,1 prosent av gjennomsnittetfor menn (mot 74,6 prosent i 1997, 75,7 prosent i 1996,75,0 prosent i 1995 og 74,0 prosent i 1994), eller at mennhar en gjennomsnittlig månedslønn som er 33,2 prosenthøyere enn for kvinner (mot 34,1 prosent i 1997, 32,0prosent i 1996 og 33,3 prosent i 1995). Dette innebærer atlønnsforskjellene mellom kjønnene er redusert fra 1997til 1998 og er tilbake på omtrent samme nivå som i 1995,etter at undersøkelsen for 1997 viste de største lønnsforskjellenemellom kjønnene siden 1994.Tabell 7: Gjennomsnittlig månedslønn etter alder ogkjønnAlderAntallMånedslønninkl. naturallønnFastmån edslønnNaturallønnOvertidTotalmånedslønnMenn-29 30 22.206 22.179 27 1413 23.61830-34 57 25.746 25.449 297 1319 27.06535-39 59 31.744 31.074 670 1191 32.93540-44 53 35.135 34.251 884 1072 36.20745-49 48 42.063 40.518 1545 1176 43.23950-54 97 37.230 36.032 1198 794 38.02455- 59 36.981 35.866 1115 192 37.173Menni alt 405 33.941 33.043 898 961 34.903Kvinner-29 28 21.323 21.228 95 550 21.87330-34 47 23.570 23.487 83 1244 24.81535-39 35 28.704 28.298 406 241 28.94540-44 9 25.935 25.846 89 229 26.16445-49 7 38.140 37.230 910 90 38.23150-54 3 23.748 23.664 83 0 23.74855- 6 26.655 26.580 75 0 26.655Kvinneri alt 135 25.489 25.277 212 630 26.11930SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


Noe av lønnsforskjellene mellom kvinner og mennskyldes forskjeller i alder og ansiennitet. I undersøkelsener gjennomsnittsalderen for menn 44,2 år og for kvinner35,4 år (mot hhv. 43,3 år og 34,7 år i 1997, 42,7 år og35,2 år i 1996 og 43,1 år og 34,9 år i 1995). Antall år sideneksamen er gjennomsnittlig 16,6 år for menn og 8,5år for kvinner (mot hhv. 16,0 år og 7,2 år i 1997, 15,3 årog 7,5 år i 1996 og hhv. 15,9 år og 7,1 år i 1995). Detfremgår av dette at både gjennomsnittsalderen og antallår siden eksamen i undersøkelsen er høyere for beggekjønn enn noe for noen av årene f.o.m. 1995, og dette kan.bidra noe til den sterke lønnsveksten som årets undersøkelseviser.Det fremgår av tabell 7 at som i alle årene 1995-1998er gjennomsnittlig månedslønn høyere for menn enn forkvinner i alle aldersgrupper, noe som ikke var tilfellet forden yngste aldersgruppen i 1994. De relative lønnsforskjellenestørst i aldersgruppene 40-44 år, 50-54 år og 55år eller mer. I aldersgruppen 30-34 år hvor det er flestkvinner, ble lønnsforskjellene redusert hvert år i perioden1994-1997, men har igjen økt i årets undersøkelse. Idenne aldersgruppen er lønnsnivået 9,2 prosent høyerefor menn enn for kvinner (mot 23,9 prosent i 1994, 10,9prosent i 1995, 8,2 prosent i 1996 og 6,4 prosent i 1997).For menn er månedslønnen økende med alder frem tilog med aldersgruppen 45-49 år og deretter avtagende, ilikhet med undersøkelsen for 1996 og i motsetning til iundersøkelsen for 1997 hvor månedslønnen var lavere ialdersgruppen 45-49 år enn for aldersgruppen 40-44For menn var imidlertid forskjellene mellom aldersgrutpene 45-49 år og 50-54 år svært små i undersøkelsen for1996, mens disse forskjellene er betydelig større i åretsundersøkelse.Naturallønnen er mange ganger høyere for menn ennfor kvinner, og er høyest i aldersgruppen 45-49 år bådefor kvinner og menn. For menn er naturallønnen økendet.o.m. denne aldersgruppen, mens naturallønnen når et lokalttoppunkt i aldersgruppen 35-39 år for kvinner.Overtidsbetalingen viser en tydelig fallende tendensmed alder både for menn og kvinner. For kvinner er overtidsbetalingenimidlertid høyest i aldersgruppen 30-34 år,hvor den er nesten like høy som for menn, mens den erlangt lavere for kvinner enn for menn i alle de øvrige aldersgruppene.Mens overtidsbetalingen var høyere forkvinner i 40-årene enn for kvinner i 30-årene både i 1994og i 1995, bekrefter årets undersøkelse igjen at overtidsbetalingener kraftig redusert siden 1995 for kvinner i 40-årene slik vi fant i undersøkelsen for 1996 og 1997.LØNN ETTER SEKTOR OG KJØNNKvinneandelen blant de som svarer i undersøkelsene,Øker hvert år og har økt fra 15,4 prosent i 1992 til 24,5prosent i 1997 og 25,0 prosent i 1998. Som vi har sett, erlønnsnivået, i likhet med tidligere år, klart høyest i privatsektor hvor kvinneandelen er lavest (tidligere år har kvinneandelenvært lavest i kommunesektoren, men kvinneandelenhar alltid vært lavere i privat sektor enn for allesosialøkonomer). Lønnsnivået er lavest i staten hvorkvinneandelen fortsatt er klart høyest. Ulik fordeling avkjønnene på sektorer kan derfor i seg selv forklare en delav lønnsforskjellene mellom kjønnene.Det fremgår av tabell 8 at det er betydelige lønnsforskjellermellom kjønnene i alle sektorer. I alle sektorer eromfanget av naturallønn 3-4 ganger høyere for menn ennfor kvinner, men i staten og kommunesektoren er omfangetav naturallønn lite. I staten er omfanget av naturallønnredusert kraftig siden 1997 for begge kjønn, mensdet i kommunesektoren har vært en relativ kraftig vekst inaturallønn for menn, og en svak vekst for kvinner. Omfangetav naturallønn var omtrent det samme for kvinnerog menn i staten i 1995. Fra 1995 til 1997 ble naturallønnenøkt kraftig for menn i staten, mens den er blitt redusertfor kvinner fra 1995 til 1997, og altså kraftig forbegge kjønn fra 1997 til 1998.Det fremgår også av tabellen at for begge kjønn utgjørovertidsbetalingen klart mest i staten, mens naturallønnenutgjør klart mest i privat sektor. Overtidsbetalingener nesten ca. 480 kr. per måned høyere for menn enn forkvinner både i staten og i privat sektor. Bare i kommunesektorenhar kvinner like mye overtidsbetaling sommenn.Tabell 8: Gjennomsnittlig månedslønn etter sektorog kjønnAntallMånedslønninkl. naturallønnFastmånedslønnNaturallønnOvertidTotalmånedslønnMennstaten 182 27.657 27.506 150 1308 28.965kommune67 28.280 28.032 248 450 28.730privat 156 43.704 41.654 2050 777 44.481Menni alt 405 33.941 33.043 898 961 34.903Kvinnerstaten 79 23.492 23.455 37 823 24.315kommune20 24.437 24.382 55 466 24.903privat 36 30.457 29.773 684 297 30.754Kvinneri alt 135 25.489 25.277 212 630 26.119Ser vi på utviklingen fra 1997 til 1998, har menn i statenhatt en nominell lønnsvekst på 5,5 prosent i månedslønnen(mot 6,0 prosent fra 1996 til 1997 og 3,5 prosentfra 1995 til 1996). Kvinner i staten har med 8,3 prosentØkning fra 1997 til 1998 hatt en vesentlig større lønnsøkningenn menn i staten (mot 3,1 prosent fra 1996 til 1997og 5,1 prosent fra 1995 til 1996). Det samme er tilfellet ikommunesektoren hvor menn har hatt en dårligere lønns-SOSIALOKONOMEN NR. 1 1999 31


Lonnsstatistikkutvikling enn kvinner både fra 1997 til 1998 og fra 1996til 1997, i motsetning til utviklingen både fra 1994 til1995 og fra 1995 til 1996. Fra 1997 til 1998 er lønnsveksteni kommunesektoren på 7,5 prosent for menn (mot2,0 prosent fra 1996 til 1997 og 2,1 prosent fra 1995 til1996), og for kvinner viser våre undersøkelser en nominelllønnsøkning på hele 14,8 prosent (mot 3,8 prosentøkning fra 1996 til 1997 og 8,4 prosent reduksjon fra1995 til 1996). Her må vi imidlertid ta i betraktning atsvarprosenten blant kvinner i kommunesektoren er vesentligmye høyere i årets undersøkelse enn de foregåendeårene. Tallene for lønnsutvikling fra år til år er derforsvært usikre for kvinner i kommunesektoren.I privat sektor er lønnsforskjellene mellom kjønnenedesidert størst og har økt ytterligere fra 1997 til 1998.Kvinner har her en lønn som utgjør bare 69,7 prosent avmenns lønn (mot 70,8 prosent i 1997 og 68,1 prosent i1996), eller menn har en lønn som er 43,5 prosent høyereenn for kvinner (mot 41,3 prosent i 1997 og 46,9 prosenti 1996). Menn har hatt større lønnsøkning enn kvinner iprivat sektor alle år i perioden 1994-1998 unntatt fra1996 til 1997 da privatansatte kvinner hadde den størstelønnsøkningen av alle sosialøkonomer. Menn i privatsektor hadde den største lønnsøkningen av alle sosialøkonomerfra 1995 til 1996 med 6,0 prosent, mens lønnsøkningenfra 1996 til 1997 var på 4,4 prosent og fra 1997 til1998 8,8 prosent som er den nest største lønnsøkningenav alle sosialøkonomer fra 1997 til 1998, etter kvinner ikommunesektoren. For kvinner i privat sektor var lønnsøkningenfra 1995 til 1996 4,0 prosent som var mindreenn for kvinner i staten, fra 1996 til 1997 8,5 prosent ogfra 1997 til 1998 7,1 prosent.Vi kan konkludere med at både forskjellig fordeling avkjønnene på sektorer og lønnsforskjeller mellom kjønneneinnenfor sektorene bidrar vesentlig til å forklarelønnsforskjellene mellom kvinnelige og mannlige sosialøkonomer.Særlig betydning har det at kvinneandelen iprivat sektor, hvor lønnsnivået er klart høyest for beggekjønn, er vesentlig mindre enn i staten. I tillegg er lønnsforskjellenemellom kvinner og menn i privat sektorsvært store, og har økt i privat sektor alle årene i perioden1994-1998 unntatt fra 1996 til 1997. I staten og i kommunesektorenser det imidlertid ut til at det har skjedd enbetydelig utjevning av lønnsforskjellene mellom kjønnenefra 1997 til 1998, i motsetning til utviklingen tidligereår. Lønnsforskjellene mellom kjønnene er igjen blittmindre i kommunesektoren enn i staten, slik de var t.o.m.1995.LØNN ETTER SEKTOR OG ANTALL ÅR SIDENEKSAMENI tabell 9 er materialet delt inn etter sektor og antall år sideneksamen. Dette er en interessant tabell fordi sektorog antall år siden eksamen er de variable som i størst gradforklarer månedslønnen. Tabellen viser at månedslønnenviser er økende tendens med antall år siden eksamen ialle sektorer og når først toppunktet for gruppen med 26år eller mer siden eksamen i staten, i likhet med undersøkelsenefor 1996 og 1997. I årets undersøkelse er detimidlertid i staten et lokalt toppunkt for gruppen med 19-22 år siden eksamen som vi ikke fant i undersøkelsen for1997. I 1994 var det gruppen med 19-22 år og i 1995gruppen med 23-25 siden eksamen som hadde høyestmånedslønn i staten, mens det altså er gruppen med 26 åreller mer siden eksamen som har hatt høyest månedslønni staten alle årene 1996-1998.I privat sektor var det gruppen med 23-25 år siden eksamensom hadde høyest månedslønn i 1994 og i 1995,mens gruppen med 26 år eller mer siden eksamen haddehøyest månedslønn i 1996 og i 1997. I årets undersøkelseer det igjen gruppen med 23-25 år siden eksamen som harhøyest månedslønn i privat sektor.I kommunesektoren viser månedslønnen en langt svakereøkende tendens med antall år siden eksamen enn istaten og i privat sektor, og forskjellene i månedslønnmellom gruppene er gjennomgående noe mindre enn istaten og vesentlig mindre enn i privat sektor. I undersøkelsenefor årene 1994-1998 har toppunktet for kommunesektorenligget i gruppen med 23-25 år siden eksa-Tabell 9: Gjennomsnittlig månedslønn etter sektor ogantall år siden eksamenArsidenreksamenAntallMånedslønninkl. naturallønnFastmånedslønnNaturallønnOvertidTotalmånedslønnStatssektoren0-4 71 20.900 20.893 8 1336 22.2375-8 38 22.974 22.947 27 1453 24.4279-12 35 26.357 26.277 80 2040 28.39713-18 31 27.977 27.900 78 955 28.93219-22 18 32.112 31.954 158 794 32.90623-25 15 31.792 31.541 251 233 32.02526- 48 32.634 32.292 341 649 33.283I alt 261 26.396 26.280 116 1161 27.557Kommunesektoren0-4 12 22.595 22.561 34 965 23.5605-8 14 24.241 24.234 7 571 24.8139-12 6 25.985 25.746 239 439 26.42413-18 4 26.267 26.154 113 140 26.40719-22 12 29.682 29.148 534 983 30.66523-25 12 30.542 30.287 255 35 30.57726- 27 29.233 29.016 217 166 29.399I alt 87 27.396 27.193 204 454 27.850Privatsektor0-4 36 25.578 25.063 515 819 26.3975-8 28 33.127 32.563 564 254 33.3819-12 22 37.112 35.525 1587 273 37.38413-18 32 46.873 45.119 1754 831 47.70419-22 24 49.431 47.014 2417 1500 50.93123-25 17 52.066 49.507 2559 906 52.97226- 31 51.603 47.987 3616 365 51.968I alt 192 41.221 39.427 1794 687 41.90732 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


men i motsetning til i 1997 hvor månedslønnen lavere idenne gruppen enn både for gruppen med 19-22 år sideneksamen og gruppen med 26 år eller mer siden eksamenfor ansatte i kommunesektoren.I privat sektor er økningen i månedslønn med antall årsiden eksamen mye større enn i staten og kommunesektoren,og månedslønnen er blitt hele 29,5 prosent høyerefor gruppen med 5-8 år siden eksamen enn for gruppenmed 0-4 år siden eksamen (mot 26,6 prosent i 1997og 21,8 prosent i 1996), mot bare 9,9 prosent i staten(mot 10,2 prosent i 1997 og 11,6 prosent i 1996). I kommunesektorener denne forskjellen bare 7,3 prosent (mot9,2 prosent i 1997).Lønnsforskjellene mellom offentlig sektor og privatsektor er derfor sterkt økende med antall år siden eksamen,og i enda større grad enn i 1996 og i 1997. Månedslønneni kommunesektoren er lavere enn i staten for allegruppene med mer enn åtte år siden eksamen. I allegruppene med mer enn 18 år siden eksamen, er lønnsnivåeti likhet med undersøkelsen for 1997 vesentlig høyerei staten enn i kommunesektoren (i 1997 gjaldt dettedog ikke gruppen med 19-22 år siden eksamen, hvorlønnsnivået så vidt var høyere i kommunesektoren enn istaten). Likevel er månedslønnen for kommunesektorenfortsatt noe høyere enn i staten fordi respondentene ikommunesektoren i gjennomsnitt har 18,0 år siden eksamen(mot 17,0 i 1997), mens respondentene i staten har13,3 år siden eksamen (mot 12,6 år i 1997). Privatansattehar gjennomsnittlig 14,7 år siden eksamen (mot 14,9 år i1997).Lønnsutviklingen med antall år siden eksamen er altsådesidert sterkest i privat sektor og klart dårligst i kommunesektoren,hvor gruppen med høyest månedslønn harbare 35,2 prosent høyere månedslønn enn gruppen med0-4 år siden eksamen (i 1997 var denne forskjellen 39,3prosent, i 1996 bare 22,7 prosent og i 1995 bare 19,7 prosent).I staten har gruppen med høyest månedslønn, 26 åreller mer siden eksamen, 56,1 prosent høyere månedslønnenn gruppen med 0-4 år siden eksamen (mot 53,7prosent i 1997, 61,7 prosent i 1996 og 58,2 prosent i1995), mens det tilsvarende tallet for privat sektor er103,6 prosent (mot 123,9 prosent i 1997, 103,7 prosent i1996 og 107,6 prosent i 1995), altså over dobbelt så høymånedslønn for gruppen med 23-25 år siden eksamensom for gruppen med 0-4 år siden eksamen. Både fra1994 til 1995 og fra 1995 til 1996 økte disse relative forskjellenei staten, mens de ble kraftig redusert fra 1996 til1997 og så igjen har økt fra 1997 til 1998. I privat sektorate disse forskjellene fra 1994 til 1995, mens de ble redusertfra 1995 til 1996 og økte kraftig fra 1996 til 1997og er så igjen blitt redusert fra 1997 til 1998. I kommunesektorenble disse forskjellene redusert fra 1994 til 1995,men har økt fra 1995 til 1996 og fra 1996 til 1997 og erså igjen blitt redusert fra 1997 til 1998 . I kommunesektorener disse relative forskjellene dermed større i1998 enn i 1995, mens de er blitt litt mindre enn i 1995 istaten og i privat sektor.DISKUSJONÅrets undersøkelse viser at medlemmene av SosialøkonomenesForening har hatt en gjennomsnittlig reallønnsøkningi månedslønn inkl. naturallønn på hele 6,1 prosent fraseptember 1997 til september 1998. Fra 1990 til 1996hadde reallønnen vært omtrent uendret, med en reallønnsnedgangpå 0,5 prosent fra 1990 til 1996, bl.a. som følgeav den nominelle lønnsreduksjonen for privatansatte i1992. Fra 1996 til 1997 var reallønnsveksten på 3,7 prosentsom da var den hittil største reallønnsveksten på1990-tallet. Reallønnsøkningen på 9,9 prosent fra 1996 til1998 er dermed større enn for hele perioden 1990-1998sett under ett. En stor andel av denne reallønnsvekstenskyldes en sterkt økende andel privatansatte respondenter iundersøkelsene etter 1996. Reallønnsøkningen var imidlertidstørre fra 1995 til 1996 enn fra 1996 til 1997 i allesektorer. Når reallønnsøkningen likevel fremstod somvesentlig større fra 1996 til 1997 enn fra 1995 til 1996,hadde dette sammenheng med at andelen privatansatterespondenter var svært lav i undersøkelsen for 1996. Fra1997 til 1998 har reallønnsveksten vært større enn noengang tidligere på 1990-tallet i alle sektorer, og for allesosialøkonomer sett under ett trolig større enn noen gangtidligere så lenge undersøkelsene har vært gjennomført.Mens lønnsutviklingen var dårligst fra 1995 til 1996 ikommunesektoren med en reallønnsnedgang på 0,2 prosent,viste undersøkelsen for 1997 at kommunesektorenigjen kom dårligst ut med en reallønnsnedgang på 0,5prosent fra 1996. Det er derfor gledelig at lønnsutviklingenfra 1997 til 1998 har vært minst like god i kommunesektorensom i staten med 4,0 % reallønnsvekst.Både våre undersøkelser, SST og PAI-registeret viserat lønnsutviklingen var dårligst i kommunesektoren fra1992 til 1993 og fra 1993 til 1994, mens utviklingen varbedre i kommunesektoren fra 1994 til 1995 og så igjendårligere (ifølge våre undersøkelser) fra 1995 til 1996 ogfra 1996 til 1997. For perioden 1990-1997 var kommunesektorenden eneste sektoren hvor våre undersøkelser viseren reallønnsnedgang, med 1,0 prosent reallønnsnedgang.Det er derfor fortsatt et visst etterslep for kommunesektoreni forhold til staten. Undersøkelsen for1998 viser dessuten som for 1997 at lønnsnivået i kommunesektorener lavere enn i staten for alle grupper medmer enn åtte år siden eksamen. For de som har mer ennåtte år siden eksamen, er månedslønnen hele 63,5 prosenthøyere for privatansatte enn for kommuneansatte.Statsansatte hadde en reallønnsøkning fra 1997 til1998 på hele 3,9 prosent, mens reallønnsveksten fra 1996til 1997 var på 2,0 prosent. Fra 1995 til 1996 var reallønnsøkningenfor statsansatte 2,8 prosent og dette varinntil årets undersøkelse den høyeste reallønnsøkningenstatsansatte har hatt fra ett år til et annet så lenge lønnsutviklingenhar vært rapportert i undersøkelsene. SSTs tallsom svarte til 1,8 prosent reallønnsøkning for statsansattesosialøkonomer fra 1996 til 1997 var også ifølge SST denstørste lønnsøkningen på 1990-tallet for denne gruppen.SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 33


LønnsstatistikkP.g.a. det dårlige lønnsoppgjøret i 1995 (da AF gikk tilstreik), er imidlertid reallønnsveksten for statsansatte sosialøkonomerbare på 4,7 prosent i perioden 1994-1998eller 7,6 prosent for hele perioden 1990-1998.Privatansatte har fra 1997 til 1998 igjen hatt den størstereallønnsøkningen med hele 5,1 prosent, mot 2,9 prosentfra 1996 til 1997. Fra 1995 til 1996 hadde dennegruppen med 3,4 prosent reallønnsøkning den største reallønnsøkningensiden 1990, da reallønnsveksten var på4,4 prosent fra foregående år. I privat sektor har lønnsnivåetblitt hele 56,2 prosent høyere enn for statsansatte,mot 54,4 prosent i 1997, 53 prosent i 1996, 52 prosent i1995 og 48 prosent i 1994. De privatansatte har i perioden1994-1998 hatt den desidert beste lønnsutviklingenmed en reallønnsvekst på 10,2 prosent eller 13,4 prosentfor hele perioden 1990-1998.Årets undersøkelsen viser at kvinners månedslønn utgjør75,1 prosent av menns gjennomsnittlige månedslønn,som omtrent tilsvarer lønnsforskjellen i 1995. Menslønnsforskjellene mellom kjønnene ble redusert fra 1995til 1996, økte forskjellene igjen fra 1996 til 1997, men erfra 1997 til 1998 igjen blitt redusert p.g.a. en bedre lønnsutviklingfor kvinner enn for menn i staten og i kommunesektoren.I privat sektor hvor lønnsforskjellene mellomkjønnene er desidert størst, er imidlertid disse lønnsforskjelleneblitt enda større fra 1997 til 1998.Multippel regresjonsanalyse i tidligere lønnsundersøkelsersom har hatt en høyere svarprosent (i 1995 og tidligere),har vist at omtrent 2/3 av forskjellen skyldes at kvinner eryngre, har kortere ansiennitet og en mindre andel i privatsektor enn menn, mens omtrent 1/3 av lønnsforskjellenemellom kjønnene ikke kan forklares av de bakgrunnsvariablesom er tatt med i undersøkelsene. Det er grunn til å antaat dette i liten grad har endret seg siden 1995.Samlet er lønnsforskjellene altså økende mellom privatsektor på den ene side og staten og kommunesektoren påden annen side. Disse lønnsforskjellene er økende medalder og antall år siden eksamen. Lønnsforskjellene mellomstaten og kommunesektoren er omtrent uendret fra1997 til 1998. I kommunesektoren er det nå bare gruppenemed 0-8 år siden eksamen som har høyere lønn enni staten.Den svært lave svarprosenten (som bare har vært laverei 1996) i årets lønnsundersøkelse bør vekke sterk bekymringut fra flere forskjellige synsvinkler. En av fleremulige årsaker til at svarprosenten er blitt så lav kan væreat undersøkelsene nå gjennomføres uten at medlemsnummeretstår på skjemaene, slik at det ikke er mulig å gjennomførepurring spesielt på de som ikke har svart. Tidligereble det gjennomført purring i undersøkelsene, ogdette førte til mange nye svar etter purring. Den lavesvarprosenten fører til at det blir stor usikkerhet omkringundersøkelsen, særlig mht. lønnsutviklingen fra år til år.Hvor stor denne usikkerheten er, avhenger i stor grad avhvorvidt det er store forskjeller mht. hvem som svarer fraår til år.I årets undersøkelse kan det se ut til at en del av denstore lønnsveksten i staten og kommunesektoren skyldesat de som har svart, har arbeidet flere år siden eksamenenn i de tidligere lønnsundersøkelsene, mens dette ikkekan forklare den store lønnsveksten som årets undersøkelseviser for privatansatte. En annen årsak til den storelønnsveksten for alle sosialøkonomer sett under ett er denØkende andelen privatansatte som har svart i undersøkelsene.Dette er som nevnt årsaken til at lønnsveksten foralle sosialøkonomer sett under ett fremstår som størreenn i hver enkelt av sektorene.HåndbokEtablering og Drift av egen praksisFra innholdet:• Oppstart, valg av selskapsform• Lokaler, eie eller leie• Honorarberegning• Regnskap• Skatt, omsetning, fradrag• Forsikringer• PensjonsordningerHåndboken inneholder en rekke monstereksempler på utfylling avde mest aktuelle skjemaer vi moter.Pris kr. 150,—+ portoieksp.geb.Bestilles hosNOtSk":Péy'l


BOKANMELDELSERGaute Torsvik (red.)INFORMASJONSPROBLEM OGØKONOMISK ORGANISERINGBergen: Fagbokforlaget, 1998.193 s. Kr. 248,-Informasjonsskjevheter, forårsaket avat noen vet mer enn andre om størrelserog verdier av betydning for detØkonomiske samkvemet mellomulike parter, er utbredt, både i det virkeligeliv og etter hvert også i økonomisklitteratur. Skal vi økonomer fortelleandre hva vi driver med for tiden,er mange av oss derfor nødt til ågå inn på hvilken betydning informasjonsskjevheterhar, både for vår måteå analysere økonomien på, og dernestfor hvordan økonomien fungerer. Detville være fint å ha en norsk tekst åvise til, og det er naturlig å lese nettoppdenne artikkelsamlingen, et produktfra LOS-senteret i Bergen, medtanke på en slik bruk.Bortsett fra at temaet i boken erviktig for beslutningstakere i bådenæringslivet og offentlig forvaltning,er det særlig to typer lesere det kanvære relevant å anbefale boken til:akademikere i andre fag; og laveregrads studenter i samfunnsøkonomi.Etter å ha lest gjennom boken, synesjeg det finnes noen godbiter for beggegrupper.Boken har et innledningskapittelskrevet av Gaute Torsvik, som åpenbarter ute i et ærend rettet mot ikke-Okonomer. Her forklarer han, så selven sosiolog må kunne forstå det, hvasom menes med de fenomenene økonomerinteresserer seg for. Spesielt erTorsvik grundig i forklaringen av vårtfags bidrag i forhold til emner somtidligere var forbeholdt sosiologer ogorganisasjonsteoretikere. Han tar forseg flere av våre nøkkelbegreperen lettfattelig måte, f.eks. Pareto-effektivitetog generell likevekt. Pådenne måten gir Torsviks artikkel englimrende innfallsport til økonomiskanalyse. Han fortsetter også med engod oversikt over hovedemnene innenteorien om asymmetrisk informasjon.Men etter at Torsvik har tatt en såpassgrundig runde om Pareto-kriteriettidlig i artikkelen, og siden det eren anmelders jobb å lufte den kritikksom måtte finnes, er det kanskje littskuffende at han ikke i større graddiskuterer hvordan effektivitet skalkunne forstås i en økonomi med slikeinformasjonsskjevheter. Problemet erhva som skal oppfattes som en forbedringav ressursallokeringen i en økonomihvor en eller flere har privat informasjonom egne verdsettinger ellerkostnader. Én mulighet er å leggetil grunn den faktiske verdsettingen,den som andre ikke har informasjonom. Dette gir det tradisjonelle Paretokriteriet,slik Torsvik beskriver det.Men en forbedring av ressursallokeringenetter dette kriteriet vil ikke alltidla seg gjennomføre, fordi myndigheteneheller ikke har den informasjonensom er privat. En løsning, somkrever et noe annet forbedringsbegrepenn det Torsvik diskuterer, ogdermed et annet effektivitetsbegrep,er å kalle en overføring for en forbedringdersom den er en Pareto-forbe-dring uansett hva innholdet i den privateinformasjonen er. Dette begrepetkalles interim dominance av Holmströmog Myerson (1983); på norskkan det kalles mellomforbedring, ogen ressursallokering som ikke kanmellomforbedres, er mellomeffektiv. Imange sammenhenger benyttes navneneførst-best og nest-best (eventu-elt informasjonsbegrenset effektivitetfor å skille det tradisjonelle(først-best) effektivitetskriteriet fraandre kandidater.Et eksempel på hvilke momenterTorsvik kunne ha fått frem ved åbruke mer tid på en diskusjon av effektivitet,er at en likevekt i et forsikringsmarkedmed privat informasjoner mellom-effektiv (eller nest-best effektiv,om en vil) selv om noen forsikringstakereikke er fullforsikret.Først-best effektivitet, derimot, kreverfullforsikring. Han kunne også hafått frem at det ikke nødvendigvis eren forbedring, i den forstand jeg harbeskrevet her, at informasjonsskjevheterforsvinner: Dersom dette forsikringsmarkedeter et monopol, vil høyrisiko-kunderkunne få en informasjonsrenteved privat informasjon,mens dette ikke er mulig ved symmetriskinformasjon (jfr. Stiglitz, 1977).Og endelig kunne han ha fått frem aten monopolist i et vanlig produktmarkedkan være effektiv, selv om hanikke kjenner hver konsuments betalingsvilje:Dersom monopolistengjennomfører en andre-grads prisdiskrimineringblant sine kunder, noesom i praksis innebærer kvantumsrabatter,vil resultatet kunne bli mellom-effektivt,selv om produsertkvantum er mindre enn det først-besteffektive.Det andre kapittelet er skrevet avRobert Gibbons for et annet formalenn denne boken og er oversatt avGaute Torsvik. Gibbons er forbilledligved å redegjøre i klartekst hvemhan shiver for: Han vil gjerne fortelleikke-økonomer som studerer organisasjonsatferd,at deres innfallsvinkel,basert på transaksjonskostnader,er for snever og ikke i stand til ådiskutere ineffektivitet internt i bedrifterog andre organisasjoner. Senerekommer han imidlertid til atøkonomene ligger etter de andre i erkjennelsenav at en organisasjon ikkebør sees på som en individuell, rasjonellaktør. Mellom disse utsagnenegir Gibbons eksempler på økonomenesbidrag til saken. Her, som påandre områder hvor vi har invadertemner tidligere forbeholdt ikke-økonomer,er det analysemåtene våresom skal fremmes. Dette gjør Gibbonsriktignok med vekslende hell.På den ene siden får han klart frem,bl.a. gjennom å bruke et eksempel fraPrendergast (1993), hvordan økonomiskanalyse kan brukes til å forståbetydningen av relasjonsspesifikkeinvesteringer. Men i presentasjonenav agentteorien blir påstanden om atdenne teorien har noe å bidra med,hengende uten at det lar seg gjøre utfrateksten å forstå hvordan.Kapittel 3, skrevet av Trond Olsenog Gaute Torsvik, skiller seg ut fraresten av denne boken ved at det retterseg mot økonomistudenter somhar vært i faget en stund. Kapitteletoppsummerer på en glimrende måtedeler av den forskningen de to harholdt på med innenfor temaet organiseringav arbeidsoppgaver. Fremstillingener på en gang både rimelig en-SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999 35


, •'V s••‘'t• i*S‘•kel og rimelig fullstendig (selv omdet ideelle ville vært et par ekstra utledningerog/eller litteraturreferanserog et par færre trykkfeil i de matematiskeformlene). Kapittelet egner segderfor ypperlig som pensum på hovedfagskursder slike spørsmål diskuteres,noe undertegnede allerede harinnsett for eget vedkommende.I kapittel 4 presenterer SteinarVagstad en gjennomgang av teorienfor auksjoner og dens anvendelser innenoffentlig politikk. Vagstad erklart best på det siste punktet: anvendelsene.Teorien blir presentert noeheseblesende, med litt for lite intuisjonfor resultatene der slikt er nødvendig(f.eks. i forbindelse med bud--givningen i en lukket første-pris auksjon),og med til dels uklar begrepsbruk(f.eks. i skillet mellom uavhengigog felles verdsetting i fotnote11). Men etter å ha gjort seg ferdigmed standardteorien gjør Vagstadbl.a. innsiktsfullt rede for hvordanmyndighetene kan gjøre bruk av detde vet om byderne, i utformingen aven anbudskonkurranse. Og ikke minstnyttig er hans oppfølging av et bidragfra en tidligere LOS-bok, nemlig Sørgards(1992) diskusjon av anbudsprivatisering.Sammen gir disse to fremstillingene,av Sørgard og Vagstad, etgodt grunnlag for en informert debattom dette spørsmålet.Jan Erik Askildsen presenterer ikapittel 5 en oversikt over deler av teorienfor kredittmarkeder med informasjonsskjevheter.En slik oversiktover et etter hvert standard emne vilkunne bli møtt med innvendingen atdette er noe vi allerede kan lese andresteder, f.eks. hos Strand og Vale(1989). Men jeg tror det er verdifulltå ta en ny runde på temaet, ikke minstfordi det har skjedd mye på det norskekredittmarkedet det siste tiåretsom tyder på at kunnskapen entenmangler eller bør oppfriskes blant aktørenei og rundt markedet. Jeg synes,for eksempel, at Askildsens diskusjonav empiriske undersøkelser om kredittrasjonertebedrifter er interessant,sett i lys av Skånland-utvalgets (NOU1995:16) avvisning av finansielleskranker blant norske foretak. Et spesieltfriskt innslag hos Askildsen erhans grundige behandling av «annerledes-banker»,selv om dette stoffetallerede er kjent fra Askildsen (1995).I bokens avsluttende kapittel 6 presentererIngunn Myrtveit sin empiriskestudie av incentivkontraktermellom oljeselskaper og bensinforhandlerei Norge, hentet fra hennesdoktoravhandling ved NHH i 199 4.Empiriske studier av hvordan aktørenei virkeligheten tilpasser seg ulikeformer for informasjonsskjevheter, ersjeldne i forhold til de mange teoretiskebidragene som florerer. Det erderfor fortjenstfullt at denne bokenbringer frem en av de få norske studienesom finnes.Språklig er denne boken interessant.Bokens første fire kapitler, ca.60% av det hele, er skrevet på nynorsk.Dette er bra, for jeg tror samfunnsøkonomiskfagspråk har enstørre sjanse for å bli godt norsk hvisdet også er godt nynorsk. Og bokensforfattere gjør flere gode forsøk på åfornorske vokabularet vårt. Det erikke alltid de lykkes, og heller ikkealltid de prover. Et eksempel på ikkeå lykkes er Askildsens oversettelse av«pooling equilibrium» til «samlelikevekt»— engelske uttrykk som i segselv er uklare, bør ikke oversettes direkte,så her mener jeg «ikke-separerende»er en bedre betegnelse. Et eksempelpå ikke å prøve er tittelen påkapittel 2: «Spelteori og «GarbageCans»». Hva som har holdt Torsvikfra å fullføre denne oversettelsen, eruforståelig. Og i løpet av boken oversettes«moral hazard» med både «moralskhasard» og «atferdsrisiko» — detsiste er her det beste og gir et innholdtil begrepet som den engelske originalenikke har.Alt i alt er dette en bok som kananbefales. Som tidligere nevnt servererdeler av boken, og spesielt de toførste kapitlene, gullkorn for ikkeøkonomer.For økonomer anbefalesogså det som ikke primært er mentfor oss, for voksenopplæring er aldriå forakte. Men spesielt anbefaler jegkapitlene av Olsen/Torsvik og Myrtveit— det første premieres for å viseat denne teorien ikke er så vanskeliglikevel, det andre for vise at empirienikke er så lett likcgel.Tore NiissenUniversitetet i OsloREFERANSER:Askildsen, J.E. (1995), «Alternative banker»,SosialOkonomen 48(5), s. 22-29.Holmström, B., og R.B. Myerson (1983), «Efficientand Durable Decision Rules with IncompleteInformation», Econometrica 51,s. 1799-1819.NOU 1995:16, «Fra sparing til egenkapital»,Oslo: Statens Forvaltningstjeneste.Prendergast, C. (1993), «The role of promotionin inducing specific human capital acquisition»,Quarterly Journal of Economics 108,s. 523-534.Stiglitz, J.E. (1977) «Monopoly, Non-LinearPricing and Imperfect Information: The InsuranceMarket», Review of Economic Studies44, s. 407-430.Strand, J., og B. Vale (1989), «Imperfeksjoneri avregulerte kredittmarkeder», NOU1989:1, s. 367-398.Sorgard, L. (1992), «Anbudsprivatisering», Offentligpolitikk og private incitamenter (A.Sandmo og K.P. Hagen, red.), Tano, s. 144-177.36 SOSIALØKONOMEN NR. 1 1999


InnholdsfortegnelseSosialcokonomen 199953. årgang.LEDERARTIKLER Nr. SideEuroen er her — hva med skatt og fordeling? 1 1Kortsiktige bevegelser og langsiktigstabil krone 2 1Det framtidige «pensjonsproblemet» 3 1Fra åpen til skjult støtte 4 12000 utfordringer 5 1«Slik Det Ønskes Erobret» — SDOE? 6 1Et snev av sannhet, kanskje? 7 1Nytt samspill i den økonomiske politikken 8 1Et tankekors — eller flere? 9 1AKTUELLE KOMMENTARERBruvoll Annegrete og Vennemo Haakon:Er det mening i mål og midler?En omtale av Regjeringens miljøpolitikk ogrikets miljøtilstand 9 8Gjedrem Svein:Utfordringer i den økonomiske politikken 2 2Heiberg Gerhard:Behov for muligheter for videre strukturelleendringer i finansnæringen 4 2Hersoug Tor:Euro — problemløser eller problemskaper? 7 2Holtsmark Bjart:Gratiskvoter til industrien — ikke så enkelt 9 2Isachsen Arne Jon og Moen Espen R.:Er eurotilknytning så ille?Tiden baner veien for euro i Norge 9 14Johannesen Edgar og Munthe Preben:Et tidlig forsøk på langtidsbudsjettering istaten 6 4Johnsen Tor Amt:Energimelding med lite futt 5 2Odeck James:Vegprising i norske byer — Noen momenterom hva som kreves for å lykkes 5 6Olsen Øystein og Roed Knut:Bør tidligpensjonering subsidieres 2 8Aamo Bjørn Skogstad:Utfordringer for finansinstitusjoner ogtilsynsmyndighet ved store endringer imakroøkonomiske og strukturelle forhold 3ARTIKLER Nr. SideBerg Elin, Kverndokk Snorre og RosendahlKnut Einar:Påvirkes oljeleting av klima-avtaler? 5 14Borge Lars-Erik, Carlsen Fredrik ogRattsø Jørn:Lokal beskatningsfrihet: Argumentoversikt 6 26Brendemoen Anne og Wærness Eirik:Fra planlegging til marked i parkeringspolitikken8 14Bruvoll Annegrete: Meir miljø for pengane— frå avfallsavgift til utsleppsavgift 5 29Carlsen Fredrik og Haugland Torgeir:En sammenligning av DNA og Høyres forslagtil budsjettbalanse, 1966-95 4 10Dammann Axel:Finanspolitikkens, pengepolitikkens oginntekspolitikkens formål 2 32Dyvi Yngvar, Erlandsen Espen ogKongsrud Per Mathis:Finanspolitikkens indikatorer 6 10Føllesdal Andreas:Hva slags likhet? Amartya Sen om funksjonerog mulighetsrom 3 26Gabrielsen Trond og Strøm Steinar:Tilbringertjenesten til Oslo Lufthavn,Gardermoen 7 10Golombek Rolf og Moen Espen R.:Er frivillige avtaler kostnadseffektive? 9 34Hoel Michael:En beretning fra Bananas, en planet igallaksen Bananveien 9 26Holtsmark Bjart J.:Fra kvotebørsen til petroleumsmarkedene 1 16Holtsmark Bjart J. og Kasa Sjur:Miljøavgifter og doble gevinster:Pigou og den usynlige hånd slår tilbake 8 8ffåkonsen Lars:Statlig styring av kommunesektoren— konsekvenser for effektivitet og fordeling 8 22JOrgensen Finn og Solvoll Gisle:Fergetakster og fergekostnader 4 18Løyland Knut og Ringstad Vidar:Stordriftsfordeler og skalautvidede tekniske2 endringer i norsk spesialisert kornproduksjon 2 22


Nr. SideLøyland Knut og Ringstad Vidar.Stordrifsfordeler og skalautvidede tekniskeendringer i norsk melkeproduksjon 6 18Moene Kalle:Hungersnød versus fattigdom 3 38Mork Knut Anton:Stabil krone? 1 22Olsen Harald S.:Skattemessig nøytralitet ved leie av flyttbareproduksjonsinnretninger på norsk kontinentalsokkel?9 40Røed Knut:Arbeidsledighet, jobbsøking og økonomiskeinsentiver 7 26Sandmo Agnar:Amartya Sen og velferdsøkonomien:To bidrag til forståelse av eksterne virkninger 3 14Stensholt Eivind:Voteringens kvaler.Flyplassaken i Stortinget 8. oktober 1992 4 28Sunnevåg Kjell:Et marked for landingsrettigheter 5 22Torsvik Gaute:Rasjonalitet 3 34Tungodden Bertil:En introduksjon til teorien om kollektive valg 3 18DEBATTBakke Egil:Bokanmeldelse eller raseriutbrudd? 9 21Bjerkholt Olav:Two Grumpy Old Men. Svar til Munthe 9 22Cappelen Ådne:Sluttmerknad til Skånland 2 20Erlandsen Espen:Effektivitet og kvalitet i pleie- og omsorgssektoreni norske kommuner.Svar til Kari Wærness 3 12Forsbak Einar:Pengepolitisk dilemma 2 16Hoveid Øyvind:Stordriftsfordeler i landbruket. Kommentar 8 6Isachsen Arne Jon:Mens vi venter på euroen 7 7Koren Charlotte:Skatten tok pensjonen 1 9Løyland Knut og Ringstad Vidar:Desinformasjon om analyser av stordriftsfordeleri landbruket 9 22Munthe Preben:«Populister og originale økonomer» 9 20Schreiner Per:Globalisering og rammebetingelser 5 13Nr. SideSeip Karl:Hvorfor trakk LO, YS og AF seg fraFørtidspensjonsutvalget 9 4 8Skånland Hermod:Solidaritetsalternativet og pengepolitikk 1 7Skånland Hermod:Pengepolitikken — sluttreplikk 3 11Skånland Hermod:En skjev historie 8 2Steigum Erling:De profesjonelle og amatørene 9 18Søilen Espen og Hanisch Tore Jørgen:Hermod Skånland og den historiske sannheten 9 22Wærness Kari:Hva er hensikten med sammenliknende studierav effektiviteten i pleie- og omsorgssektoren inorske kommuner? 1 12BOKANMELDELSERChallenging Neighbours, Rethinking Germanand DL ch Economic Institutions anmeldt avJan Erik Støstad 6 35Euroen og den norske kronens skjebne avArne Jon Isachsen og Ole Bjørn Røste anmeldtav Erling Vårdal 9 47Informasjonsproblem og økonomisk organiseringav Gaute Torsvik (red) anmeldt avTore Niissen 1 35Markeder, ressurser og fordeling.Artikler i anvendt økonomi av Asbjørn Rødsethog Christian Riis (red) anmeldt avAgnar Sandmo 2 40Populister og originale økonomer avPreben Munthe anmeldt av Olav Bjerkholt 8 34DIVERSERattsø Jørn:Sosialøkonomprisen 1998 1 4Romstad Eirik:Det 21. Nasjonale Forskermøtet for økonomer— makt og konjunkturer 1 2Steigum Erling:Nobelprisen. Robert Mundells forskning iinternasjonal makroøkonomi 9 30Strøm Steinar og Vislie Jon:Trygve Haavelmo (1911 — 1999) 6 2Taraldset Anders:Lønnsstatistikk for sosialøkonomer 1998 1 26Willoch Kåre:Tale ved en middag for sosialøkonomiskeforskere, med spesiell vekt på at HermodSkånland har fått årets pris for beste artikkelom et sosialøkonomisk tema 1 5


Tenker du på å melde deg innSosialøkonomenes Forening?telefax


C-BLAD Retur: Sosialøkonomen,P.b. 8872 Youngstorget0028 OSLONorges Bank er landets sentralbank. Banken har utøvende og rådgivende oppgaver innenfor penge-, kredittogvalutapolitikken og har sentrale operative funksjoner i landets betalingsformidling.Konsulent/rådgiver/seniorrådgiverØKONOMISK AVDELINGØkonomisk avdeling har ansvar for arbeidet med pengepolitiskespørsmål, makroøkonomiske analyser og overvåkingenav den innenlandske konjunkturutviklingen. Ansvarsområdetomfatter blant annet rådgivning om utforming og innretningav virkemidlene i pengepolitikken. Bruk av økonomiskemodeller for prognoseformål og til økonomiske analyser stårsentralt i arbeidet. Avdelingen bistår bankens ledelse ogandre fagavdelinger på et bredt spekter av økonomiskeproblemstillinger.•Avdelingen har ledig en fast stilling og to vikariater av ett årsvarighet. Vi søker etter personer med høyere økonomisk utdanning(sosialøkonom eller siviløkonom med høyere avdeling),analytiske evner og god språklig fremstillingsevne. Til den fastestillingen vil det bli lagt særlig vekt på relevant arbeidserfaring.•Kvinner oppfordres til å søke.•Nærmere opplysninger gis avfagdirektør Jon Nicolaisen, tlf. 22 31 63 94 ellerassisterende direktør Kristin Gulbrandsen, tlf. 22 31 60 92.•Søknad sendes Norges Bank, Økonomisk avdeling,Postboks 1179 Sentrum, 0107 Oslo.Søknadsfrist: 10. februar 1999.iN■113 N 0 RGES BAN K

More magazines by this user
Similar magazines