NORSK ØKONOMISKTIDSSKRIFT

INNHOLD

SideArtikler:INGVILD SVENDSEN: Eksogenitet, Lucas-kritikken ograsjonelle forventninger 233

NILS-HENRIK M. VON DER FEHR:Tilgangsavgifter. En prinsipiell analyse . 263

JOHN K. DAGSVIK OG ROLF AABERGE:Potensiell etterspørsel etter alternativ bilteknologi:En økonometrisk analyse basert på intervjudata 291

Bokanmeldelse 319

Artikkelfmfattere i dette nummer 329

English Summary ...... ..... 330

Innhold 1996 332

Fra redaksjonen 334

110. ÅRGANG

HEFTE 4 1996

TidligereSTATSØKONOMISK TIDSSKRIFT

NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT

Redaktør: Jon VislieRedaksjon: Torstein Bye, Torn Bernhardsen,

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

Utgitt av: Sosialøkonomenes ForeningLeder Stein B. Hauglid

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

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

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

Abonnement løper til oppsigelse foreligger.

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 110 (1996), 233-262

EKSOGENITET, LUCAS-KRITIKKEN OG RASJONELLEFORVENTNINGER*

av Ingvild Svendsen

«For any economic relations introduced into our analysis we may ask; How auto-nomous is it? This question is extremely important. In one sense it is the most ba-sic question one may raise in all sorts of econometric works.» Frisch, R. (1948):Autonomy of Economic Relations (Preface), University Institute of Economics,Oslo, Stencil-memo, November 6, 1948.

Av mange er Lucas-kritikken blitt sett på som en avgjørende innvendingmot bruk av makroOkonometriske modeller i politikkanalyser, og som enbegrunnelse for å introdusere rasjonelle forventninger i Økonomiske mo-deller I nyere litteratur knyttet til eksogenitet, framkommer Lucas-kritik-ken som et spesialtilfelle av brudd på kravene til supereksogenitet. Etter-som supereksogenitet er en testbar hypotese, kan også relevansen avLucas-kritikken testes for en spesifisert relasjon. Artikkelen gjennomgårLucas-kritikken samt definisjonen av svak eksogenitet og supereksogenitetfør begrepene illustreres og knyttes sammen i et eksempel. Deretter refere-res to tester av supereksogenitet, før bruk av testene illustreres med etempirisk eksempel.

1. INNLEDNING

I en serie artiklerl gjennom 70-tallet, fokuserte Lucas på det svake mikro-fundamentet for empiriske makrorelasjoner, blant annet manglende ellerfeilaktig modellering av forventninger. Konsekvenser Lucas pekte på, varmodeller som forte til feilaktige politikkanbefalinger, samt empiriske rela-

* Artikkelen bygger på selvvalgt forlesning, som ble avholdt 25/1-96 ved Universitetet iOslo, til Dr. polit-graden. I arbeidet med både forelesningen og artikkelen har jeg hatt storglede og nytte av diskusjoner med Knut Moum og Bjørn Naug, samt kommentarer fraandre kollegaer i Statistisk sentralbyrå og to anonyme konsulenter. Neil Ericsson har gittmeg verdifulle innspill til det empiriske eksempelet.

1 Disse artiklene er samlet i Lucas (1981).

234

sjoner som ikke var invariante overfor endringer i politikkregler, den så-kalte Lucas-kritikken. Denne ble først formulert i Lucas (1976); «Econo-metric Policy Evaluation: A Critique», et angrep på store deler av den em-piriske makrotradisjonen, i hvert fall slik den ble praktisert på 60- og 70-tallet.

Lucas' artikkel fra 1976 videreutvikler ett av resultatene fra Lucas(1972); «Expectations and the Neutrality of Money». Her tok Lucas opptråden fra Muth (1961), den første til å definere rasjonelle forventninger,og fikk dermed æren for å ha introdusert rasjonelle forventninger i makro-økonomisk teori. Lanseringen av hypotesen om rasjonelle forventningervar en del av den teoretiske utviklingen av faget, og framsto som en kri-tikk av hvordan forventningsdanning ble behandlet. Lucas-kritikken, påsin side, rammer empiriske modeller som feilaktig har utelatt rasjonelleforventninger. Kritikken har klare konsekvenser for bruken av slike øko-nometriske makromodeller, spesielt i vurdering av økonomisk politikk.Selv om Lucas-kritikken i første rekke hviler på hypotesen om rasjonelleforventninger er forutsetninger om fleksible priser og markedsklareringogså sentrale i Lucas' arbeider.

Lucas motiverte sin kritikk ved å vise til tre observasjoner, som alle in-dikerer at flere økonometriske relasjoner i modeller som var i bruk påførste halvdel av 70-tallet ikke var stabile. For det første registrerte hansvært lite bruk av tilgjengelig data fra perioden 1929-1946 for USA, tiltross for at en utvidelse av datagrunnlaget bør gi mer presise estimater påparametrene. Mellom linjene leser vi at disse dataene ikke ble benyttetfordi de ga mindre presise resultater, eller kanskje enda verre; de estimerterelasjonene ble forkastet når lengre tidsserier ble benyttet. Videre kunnehan notere seg hyppige reestimeringer av økonometriske relasjoner, utenat dette resulterte i mer presise estimater. Hans siste observasjon knyttetseg til den utstrakte praksisen med å justere konstantleddene i henhold tilobserverte residualer, med det formal å bedre prognosene. I følge Lucasvar dette trolig et uttrykk for at aktørene endrer sine beslutningsreglergradvis i lys av ikke-annonserte endringer i politikkregler.

Generelt sier vi at parametrene i en estimert relasjon er invariante hvisde ikke endres som følge av at parametre i andre relasjoner endres. Er alleparametrene i en relasjon invariante overfor endringer andre steder i detØkonomiske systemet, sier vi at relasjonen er autonom. Autonomibegrepet

235

ble diskutert av Haavelmo i «The Probability Approach in Econometrics»(1944), og også Frisch, Haavelmo, Tinbergen og Koopmans (1948) varopptatt av betydningen av å etablere autonome relasjoner. Lucas var der-med ikke den første til å etterlyse autonome økonometriske relasjoner,men peker på en mulig kilde til brudd på autonomi.

økonomifaget og utviklingen av makroøkonometriske modeller harikke stått på stedet hvil i de 20 årene som er gått siden oik Critique» blepublisert. Forventningsdanning er grundigere behandlet i makroøkonome-triske modeller og innen økonometrifaget betones i dag betydningen avstabile, autonome økonometriske relasjoner sterkt. Som en forlengelse avEngle, Hendry og Richards (1983) artikkel, «Exogeneity», har det opp-stått en omfattende litteratur omkring ulike eksogenitetsbegrep. Et avdisse begrepene, supereksogenitet, har en klar parallell til autonome rela-sjoner i og med at invarians er et av kravene som må være oppfylt for at enforklaringsvariabel skal være supereksogen. Innenfor denne litteraturenframstår Lucas-kritikken som ett av flere eksempler på at supereksogeni-tet ikke er oppfylt. Supereksogenitet er videre en egenskap ved en empi-risk relasjon med testbare implikasjoner. Testresultatene kan i enkelte til-feller gi grunnlag for å avvise Lucas-kritikken (se Hendry (1988) og Engleog Hendry (1993)).

Av flere er Lucas-kritikken blitt sett på som en avgjørende innvendingmot bruk av makroøkonometriske modeller. Muligheten for å teste hvor-vidt empiriske modeller oppfyller kravene til supereksogenitet, og i så fallikke rammes av Lucas-kritikken, er derfor viktig for troverdigheten tilmodellene. I vår søken etter autonome relasjoner må vi heller ikke overseen annen viktig, om ikke viktigere, kilde til ustabile relasjoner — feilspêsi-fikasjon f.eks. i form av utelatte variable. Favero og Hendry (1992), ogEricsson og Irons (1995) konkluderer med at nettopp andre typer feilspe-sifikasjon kan forklare den ustabiliteten som Lucas observerte i modellerfor pengeetterspørsel i USA.

Vi skal først se nærmere på Lucas-kritikken før vi definerer svak ekso -genitet og supereksogenitet. Begrepene illustreres ved Lucas' tilbudsfunk-sjon, og vi viser sammenhengen mellom Lucas-kritikken og supereksoge-nitet. Til slutt gjennomgår vi to empiriske tester av supereksogenitet ogdermed også av Lucas-kritikken. Et empirisk eksempel viser hvordandette kan gjøres i praksis.

236

2. LUCAS-KRITIKKEN

Lucas-kritikken kan sammenfattes i følgende formulering: økonome-triske relasjoner varierer systematisk med endringer i politikkregler hvisman feilaktig har latt være å modellere aktørenes forventninger der de erav betydning, eller hvis feil forventningshypotese antas. Et eksempel påfeil forventningshypotese er, i følge Lucas, adaptive forventninger.

Lucas formulerer seg på følgende vis: 0... : gitt at strukturen i en økono-metrisk modell består av optimale beslutningsregler for økonomiske aktø-rer, og at optimale beslutningsregler varierer systematisk med endringer istrukturen i tidsserier som er relevante for beslutningstakeren, da vil en-hver endring i politikkregler systematisk endre strukturen til de økonome-triske modellene.» (Lucas, 1981, s 126, oversatt).

Et eksempel på tidsserier som er relevante for beslutningstakerne, erpolitikkregler. I følge Lucas mangler empirikere et mikrofundament forsine relasjoner. De overser dermed forbindelsen mellom utformingen avpolitikkregler og aktørenes optimale beslutningsregler, bl.a. fordi aktøre-nes forventning om politikkvalg er utelatt. I stedet slår de seg til tåls medstatistisk signifikante sammenhenger mellom observerte tidsserier, uten åundersøke nærmere de bakenforliggende mekanismene. Konsekvensen erat de blir uoppmeksomme på endringer i estimerte relasjoner som oppstårnår prosessen som bestemmer variable det knyttes forventninger til, en-dres. Lucas fokuserer på endringer i politikkregler som årsak til ustabiliteti økonometriske relasjoner, og kritiserer spesielt bruk av empiriske rela-sjoner med manglende modellering av forventninger i vurdering av ulikepolitikkalternativer. Tar man derimot hensyn til forventninger i modelle-ringen, vil den estimerte relasjonen fange opp reaksjoner i den endogenevariabelen på endret politikk.

Grunnidéen i Lucas-kritikken kan illustreres ved følgende enkle mo-dell. Tilbudssiden i økonomien er beskrevet ved Lucas' tilbudsfunksjon.Denne sier at produksjonen2 yt, avviker fra sitt permanente nivå, yP, kunhvis inflasjonen, pt, blir forskjellig fra den gjennomsnittlige forventningeni markedet, pte.

y, = 000(P, — P:)+ Y P +Eit (1)

2 Små bokstaver indikerer variable på logaritmisk form; yt=ln(Yt) etc.

237

Tilbudsfunksjonen er utledet og begrunnet flere steder i litteraturen, bl.a. iflere artikler i Lucas (1981) 3 . Her nevner vi kun at E3 er en adferdsparame-ter, mens e blant annet avhenger negativt av variasjonen i det generelleprisnivået. Eit er et standard hvit støy restledd med forventning lik null,konstant varians og ukorrelert med seg selv over tid. Lucas forutsetter ra-sjonelle forventninger. Forventningen, pie, er mao. lik den matematiskeforventningen til pt gitt informasjon som er fritt tilgjengelig når forvent-ningen dannes, Fri.

p? E(P, 1 r, , ) (2)

Vi illustrerer Lucas-kritikken ved å anta to ulike regimer for hvordan in-flasjonen utvikler seg og sette inn for forventet prisnivå i (1) under disseto regimene.

I regime A, følger inflasjonen en enkel, autoregressiv modell:

p, = a, + a, p,_, + el:, Regime A

(3)

E2tA er et hvit støy restledd. Forventningen til pt.' pte ' er lik ao+ociPt- 1 °g vifår følgende løsning for yt :

yt = y I' ..... o A pa 0 + 0 A p pi ..... eApotipt_i +el,,----...-v......--/ ..-,-...0 %.--.,-....,

boA AA bA2

(4)

Ettersom O varierer med variasjonen i det generelle prisnivået, lar vi OA

gjelde under regime A. Anta nå, i tråd med ånden fra Lucas' artikkel fra1976, at økonometrikeren verken kjenner den bakenforliggende struktu-ren beskrevet ved (1) og (3), eller tar muligheten for at aktørene dannerrasjonelle forventninger i betraktning. I stedet observerer han en sammen-heng mellom aktivitetsnivået, yt, og inflasjonen og estimerer parametreneboA , b 1 A og b2A .

3 Flere kritiske merknader kan reises mot tilbudsfunksjonen i (1), bl.a. hviler den på forut-setninger om fleksible priser og full klarering i alle markeder. Den bakenforliggende mo-dellen for (1) hviler på antagelser om imperfekt informasjon. Funksjonen er også sværtenkel i sin dynamikk og viste seg å gi en mangelfull beskrivelse av utviklingen i produk-sjonen. I seinere arbeider bl.a. knyttet til «real business cycles» er modellen utvidet.

238

Økonometrikerens resultat gir en Phillipskurvemodell med en (tilsyne-latende) sammenheng mellom aktivitetsnivå og inflasjon. MyndigheteneØnsker å bruke denne sammenhengen til å stabilisere aktivitetsnivået ved åpåvirke inflasjonen. Den nye politikken kaller vi regime B og følgendemodell beskriver nå inflasjonen:

pt = — 1Y1-1 +Eit Regime B (5)

Aktørene i økonomien får kjennskap til at en ny politikk er iverksatt ogdanner fra nå av sine forventninger i henhold til (5). Under regime B får vifølgende løsning for yt :

= Y P + 080(P, Pi-1)+ 08 137'41-i +Ett (6)boB b 13 b 38

Konstantleddet er endret, et nytt ledd, b3BAyt_ , har kommet til og b 1 B.b2B. I tillegg vil det nye regime trolig påvirke variasjonen i det generelleprisnivået (0A#0 13), slik at b i A# b iB. De opprinnelig estimerte parame-trene, b iA, gjelder ikke lenger. Likningen har vært utsatt for et struktureltbrudd.

Vi er nå ved kjernen av Lucas-kritikken. Modellen som økonometrike-ren estimerte på grunnlag av (4) og som politikerne brukte da de besluttetå innføre regime B er nå ugyldig, nettopp fordi regime B er innført. Effek-ten av endringen i politikkregel blir dermed som beskrevet ved regime B,og ikke ved regime A, som antatt. Holder økonometrikeme fast ved (4),vil de snart oppdage at modellen feilpredikerer. Problemet oppstår fordi(a) forventningene er dannet i henhold til hypotesen om rasjonelle for-ventninger, og (b) økonometrikeren var ikke klar over dette. Han esti-merte det han trodde var en strukturmodell, eller i det minste en stabil mo-dell.

Phillipskurvemodeller er, i følge Lucas, typisk eksempler på modellerder manglende mikrofundament fører til feilaktig eller manglende model-lering av forventninger. Lucas hevder at bruk av disse modellene førte tilfeilaktig økonomisk politikk grunnet i en tro på at aktiviteten i økonomienkunne holdes oppe ved å sørge for en konstant, positiv inflasjonsrate.

Lucas avviser ikke at makroøkonometriske modeller som overser aktø-renes forventninger kan ha gode prognoseegenskaper på kort sikt, men ad-

239

varer mot å bruke prognoseegenskapene som bevis på at de økonomiskestrukturene som ligger implisitt i disse modellene gir et «sant» bilde avden faktiske økonomiske struktur. Enda mindre må prognoseegenskapenetas som bevis for relevansen av disse modellene i politikkevalueringer.

På kort sikt er konklusjonene vi trekker på grunnlag av (4) og (6) basertpå at aktørene kjenner regelen som er i virksomhet (hhv. (3) og (5)). Det ertilfellet dersom regelen har vært uendret over en periode eller endringerannonsert på forhånd. Dette har klare implikasjoner for valget mellom an-nonserte og uannonserte politikkendringer. En annonsering av endrede po-litikkregler gjør det mulig å vurdere effekten av endringene i modellen,gitt at forventningene er korrekt introdusert. Uannonsert politikk er på denandre siden vanskeligere, om ikke umulig å evaluere på forhånd. Aktøreneoppfatter kun gradvis en ikke-annonsert endring og kanskje bare som støyi første omgang. Endringene som inntreffer i likningsstrukturen vil derforvære bortimot upredikerbare.

Av mange blir Lucas-kritikken sett på som et avgjørende angrep på ma-kroøkonometriske modeller grunnet i den keynesianske tradisjonen. Kri-tikken er videre en viktig motivasjon for å konstruere, eventuelt estimere,modeller med rasjonelle forventninger. Mye av debatten har karakter avren postulering av kritikken: «Lucas-kritikken viser at modellen vil feil-predikere...» eller «På grunn av Lucas-kritikken antar vi rasjonelle for-ventninger...». Lucas-kritikken er imidlertid testbar. Dette framkommersom et resultat i artiklene til Hendry fra 1988 og Engle og Hendry fra1993. Disse artiklene spinner videre på eksogenitetsbegrepene, og da spe-sielt supereksogenitet (Engle et al. (1983)). Disse begrepene og forbindel-sen mellom supereksogenitet og Lucas-kritikken er tema for neste avsnitt.

3. EKSOGENITETSBEGREPENE

En økonomi er et komplisert system. Den består av et stort antall variablesom for eksempel arbeidsledighet, lønnsnivå, inflasjon, renter, offentligeutgifter og variable knyttet til utenlandske markeder. På et gitt tidspunkt,er disse variablene resultat av blant annet beslutninger fattet av enkeltak-tører og politiske myndigheter. I tillegg avhenger de ulike variablene avhverandre. Skal vi lage en empirisk modell av økonomien, skal vi, ideeltsett, estimere hele systemet, med en relasjon for hver enkelt variabel, si-

240

multant. Det sier seg selv at dette kan bli en bortimot umulig oppgave ogat vi derfor er nødt til å gjøre forenklinger. Vi isolerer mindre grupper avvariable (ofte bare én) og estimerer relasjoner for disse betinget med hen-syn på verdien til de øvrige variablene. Derav navnet betingede modeller.Store deler av økonometrien befatter seg med studier av betingede model-ler. Vi antar at forklaringsvariablene er bestemt uavhengig av de varia-blene vi søker å forklare. Forløpet til forklaringsvariablene kan beskrives imarginale modeller.

Når vi modellerer de marginale modellene uavhengig av den betingedemodellen, eventuelt unnlater å modellere dem, bruker vi ikke all den in-formasjonen om det økonomiske systemet vi potensielt har. Vi ignorererblant annet informasjon om hvordan alle variable gjensidig påvirker hver-andre. Spørsmålet er om vi dermed kan trekke gyldige slutninger (infe-rens) om de estimerte parametrene, lage prognoser for flere perioder fram-over og/eller foreta politikkanalyser på bakgrunn av den betingede model-len. Svaret på spørsmålet ligger i hvorvidt relevante eksogenitetskrav eroppfylt. Hensikten med den økonometriske analysen bestemmer i hvertenkelt tilfelle hvilke typer eksogenitet vi skal fokusere på. Svak eksogeni-tet må være oppfylt for å kunne foreta gyldig inferens og inngår i tilleggsom en nødvendig betingelse for de to andre typene. Skal den estimertemodellen benyttes i prognosearbeid, må sterk eksogenitet være oppfylt,mens supereksogenitet er nødvendig for modeller som skal brukes i poli-tikkanalyser. Videre i avsnittet skal vi definere svak eksogenitet og super-eksogenitet4 .

Noe matematikk trengs for å definere begrepene. Det økonomiske sys-temet kan beskrives ved en simultan sannsynlighetsfunksjon, Fx(xt; 0). xt

omfatter alle variable i systemet. (13$ er et sett av parametre og inneholderblant annet variablenes forventninger, spredningsmål som gir informasjonom usikkerheten og kovarianser som forteller hvordan de ulike variableneavhenger av hverandre. Vi bruker en sannynlighetsfunksjon fordi mye er,eller oppfattes som, tilfeldigheter og simultan fordi, banalt sagt, alt av-henger av alt.

xt splittes opp i to grupper; yt og zt. yt inneholder de variablene vi øn-sker å forklare. z t er våre forklaringsvariable, og vi antar at de er bestemt

4 Sterk eksogenitet har ingen tilknytning til Lucas-kritikken, og blir derfor utelatt videre iartikkelen.

241

uavhengig av yt. Forløpet til yt, betinget med hensyn på zt, beskriver vived en betinget sannsynlighetsfunksjon; Fy1 , (yt I zt; k i )• k i kan omfatteforventningene, variansene og kovariansene til y t, gitt verdiene på zt . Mar-ginale sannsynlighetsfunksjoner; F, (z t ; 2 2 ), beskriver forløpet til z t uav-hengig av yt • Forventningene, variansene og kovariansen til z t, samlet i k2 ,er uavhengige av verdien på yt .

Når vi konsentrerer oss om kun en begrenset del av det økonomiskesystemet, innebærer det at vi splitter opp den simultane sannsynlighetsets-funksjonen; Fx, i en betinget og en marginal sannsynlighetsfunksjon forhenholdsvis yt og zt ; Fy1 , og F,:

Fx (x, ;0) = Fi y ,z) ((y„; );(I)) = Fyi (yt lz r ;X. ). Fz (z ; 2 ),(7)

Ä, omfatter både k i og 2 2 og kan avledes av (I). A 1 og A2 definerer mulig-hetsområdet til hhv. k i og k2 , med andre ord hvilke verdier parametrenekan variere over. Hvorvidt oppsplittingen i en betinget og en marginal mo-dell er gyldig for ulike formal, er knyttet til hva slags informasjon som gårtapt når vi splitter A, opp i Al og 2k2 , samtidig som F, ignoreres.

Ytterligere et begrep trengs; interesseparametre. Dette er den eller deparametrene vi til en hver tid søker informasjon om. Vi kaller dem iv.kan være identiske med og/eller funksjoner av parametre i k i og/eller X2 .Vi er ikke nødvendigvis interessert i alle parametrene som inngår i X-ene.Ønsker vi svar på om det er en sammenhengen mellom to økonomiskevariable kan vi konsentrere oss om en enkelt parameter. Skal vi uttale ossom stabiliteten til systemet må vi kjenne fortegnet på en konstant som kanvære sammensatt av flere parametre. En forklaringsvariabel i denbetingede modellen kan tilfredsstille ett eller flere av eksogenitetskravenefor et sett av interesseparametre, uten at dette nødvendigvis gjelder for etannet sett av interesseparametre. Vi definerer derfor eksogenitetsbegre-pene i forhold til de interesseparametrene som til enhver tid er relevante.

To betingelser må være oppfylt for at zt skal være svakt eksogen for w:(i) it er kun funksjon av Må vi kjenne en eller flere parametre fra

den marginale modellen, Ä2, for å beregne w, gir den betingede modellenoss for lite informasjon. Et eksempel: Stabiliteten i en markedsmodell av-henger ofte av parametre fra både tilbuds- og etterspørselssiden. Estimerer

(X 1 ,2‘, 2 ), A 1 EA 1 , A„ 2 E A 2 •

242

vi kun etterspørselssiden og betrakter prisen som gitt, kan vi ikke trekkeslutninger om hvorvidt selve markedet er stabilt.

(ii) k i og k 2 varierer fritt over hhv. A 1 og A2 uavhengig av verdien påden andre: Kjennskap til verdien på 2 2 gir oss ikke noe informasjon omvariasjonsområdet (A 1 ) til X i , og kjennskap til X i gir ikke informasjon omA2 . Dette kravet er brutt hvis det er en restriksjon på tvers av parametre ik i og X 2 , f.eks. ved at summen av forventningene i den betingede og denmarginale sannsynlighetsfunksjonen er lik en gitt konstant. Verdien på denmarginale forventningen begrenser i så fall området den betingede for-ventningen varierer over. Det er informasjonen vi ikke bruker når vi bareestimerer den betingede modellen.

Er de to betingelsene oppfylt, sier vi at zt er svakt eksogen for en spesi-fisert iff i den betingede modellen. Vi kan dermed trekke gyldige slut-ninger om xv utelukkende på grunnlag av den betingede modellen.

Skal modellen brukes i politikkanalyser, må z t være supereksogen mhp.interesseparametrene. To krav må i så fall være oppfylt:

(i) Svak eksogenitet er tilstede.(ii) X i er invariant overfor en klasse intervensjoner som påvirker X2 . In-

tervensjoner er hendelser som endrer den marginale modellen for zt ogdermed endrer en eller flere av parametrene som inngår i 2 2 . Eksempler erendrede politikkregler og oljeprissjokk. Invarianskravet innebærer at k i

ikke endres som følge av endringene i k2 . Er ikke parametrene i den be-tingede modellen invariante overfor intervensjonene vi analyserer, er su-pereksogenitet ikke tilstede for den spesifiserte klasse av intervensjoner.La oss som et eksempel tenke oss at vi har modellert etterspørsel etter envare betinget med hensyn på prisen. Priselastisiteten sier hvor mye etter-spørselen endres når prisen øker med en prosent. En avgiftssats inngårsom parameter i den marginale prismodellen. Myndighetene foretar en po-litikkendring med den følgen at avgiften, og prisen, øker. Hvis varens pri-selastistet i den betingede modellen forblir uendret, sier vi at prisen er su-pereksogen i etterspørselsmodellen. Fører avgiftsendringen derimot til atelastisteten endres, er ikke supereksogenitet til stede.

3.1 Eksempel: En modell med rasjonelle forventninger

Brudd på et eller flere av de tre eksogenitetskravene fører ofte til proble-mer når vi estimerer modeller med rasjonelle forventninger. Vi forenklertilbudsfunksjonen til Lucas, i det vi setter Ors. 8:

243

Y, = 8 (P, — YP +Eir (8)

Produksjonen vil avvike fra sitt permanente nivå kun hvis aktørene i gjen-nomsnitt tar feil i sine prisforventninger; slik at pt — pte er forskjellig franull. (8) beskriver den «sanne» strukturen. Restleddet, E it, har forventninglik null, konstant varians (con ) og er ukorrelert med seg selv over tid.

Aktørene danner seg rasjonelle forventninger om prisutviklingen. I ut-gangspunktet er vi i regime A, slik at prisen er en funksjon av seg selv iforrige periode:

ao +a1P1-1 + E2It (9)

Vi repeterer løsningen på (8) gitt hypotesen om rasjonelle forventningerog prisrelasjonen i (9):

y, = do +d,p, + d, p,_, +E, Regime A: d0 = y P Sa 0 , d 1 .8,d2 = -8a, (10)

I tråd med begrepene vi har innført, er (10) vår betingede modell og (9)vår marginale modell. X i og X2 er definert som 2 1 =(d0, d i , d2, wii) °gX2=(cc0 , a 1 , co22A). con og (022A er variansene til restleddene E i og E2A. Viantar for enkelhets skyld at de to restleddene er ukorrelerte.

Hva hvis vi nå estimerer den betingede modellen (10) uavhengig av denmarginale modellen (9)? Hvorvidt dette er en akseptabel framgangsmåte,avhenger av om ilt er svakt og eventuelt supereksogen i den betingede mo-dellen for de parametrene vi er interessert i. Det er to grupper av parame-tre som peker seg ut som interesseparametre; ijJ = (6, wi i) °g Vil =(do, d i , d2 , (oi i) = k l . Den første gruppen, vi, er de relevante interesse-.parametrene hvis vi ønsker svar på om forventningsfeilen, p t — p te, påvir-ker produksjonen. Er vi derimot interessert i sammenhengen mellom pro-duksjon og faktiske priser, er kvil våre interesseparametre.

Parametrene i både ij og vil kan identifiseres hvis vi kjenner parame-trene i den betingede modellen (10), X i . Det ligger heller ingen restrik-sjoner på tvers av X 1 og 2 2 som innebærer at verdier på parametre i det enesettet begrenser området som parametrene i det andre kan variere over.Uavhengig av om vi søker kunnskap om eller it dermed de to ha-vene til svak eksogenitet være oppfylt. Estimerer vi den betingede model-

244

len vil t-tester, for blant annet å teste hvorvidt parametre vi er interessert ier signifikant forskjellige fra null, være gyldige.

Hva med supereksogenitet — eller, med andre ord — kan vi bruke (10) ipolitikkanalyser? Interesseparametre er nå ijJ. Det første kravet til super-eksogenitet, svak eksogenitet, er oppfylt. Hva med det andre kravet; end-ringer i de marginale parametrene, =("O (1)22A), får ingen konse-, 1 ,

kvenser for de betingede parametrene, • Dette er, som vi skal se, ikkeoppfylt. Parametrene i den betingede modellen (X1 ) er funksjoner av para-metre i den marginale modellen (Ä2). Endres en eller flere av disse, vilogså de betingede parametrene endres. Endringer i de marginale para-metrene kan for eksempel skyldes at enkelte variable ikke lenger bidrar tilå forklare prisene eller at nye forklaringsvariable blir relevante. Over-gangen fra regime A til regime B er en slik endring. Vi bruker denne over-gangen til å illustrere fraværet av supereksogenitet. Under regime B (5) vilparametrene i den betingede modellen være:

Regime B: d, = = —d, = 8 , d, = 87

I den nye prisprosessen inngår en ny forklaringsvariabel; Ay t_ i , med para-meteren d3 . I (10) var d3 lik null; en nullrestriksjon som ikke er gyldig un-der regime B. I tillegg er do og d2 endret. Overgangen fra regime A til re-gime B viser at endringer i X2-parametrene (fra (3) til (5)), endrer k i -para-metrene (fra (10) til (11)). p t er derfor ikke supereksogen i den betingedemodellen, og vi kan ikke bruke (10) i politikkanalyser 5 .

Forbindelsen fra Lucas-kritikken til supereksogenitet er åpenbar. Dennye politikken (regime B) gjør parametre estimert ved bruk av modell(10), ugyldige — et eksempel på at Lucas-kritikken gjelder. Dette skyldesat parametrene i den betingede modellen er funksjoner av parametre sominngår i prosessen til den variabelen vi betinger med hensyn på — medandre ord, fravær av supereksogenitet. Lucas-kritikken er således etspesialtilfelle av fravær av supereksogenitet. Kritikken er relevant nårøkonometrikeren feilaktig tror at den betingede modellen for yt gir en til-strekkelig beskrivelse av økonomien. Overser vi at prisforventningeneinngår i den bakenforliggende strukturen, eller antar feil forventnings-

5 Når det gjelder IV, er pt også supereksogen ettersom endringer i prisprosessen ikke vil foretil endringer i NJ,. Strukturlikning (8) kan derfor brukes i en politikkanalyse.

245

hypotese, vil vår betingede modell feilpredikere når prisprosessen endres.Reestimeringer gir signifikante parameterskift. Benyttes den betingedemodellen til å analysere endringer i politikkregler som f.eks. overgangenfra regime A til regime B, får vi gale konklusjoner mhp. effekten av end-ringen.

Det er kun når endringene i de marginale modellene er forventet eller aven viss varighet at vi får et strukturelt brudd i en betinget modell som eravledet fra en rasjonell forventningsmodell. Et sjokk som kun varer énperiode, før tidligere nivå gjenopprettes (f.eks. avlingssvikt grunnet klima,streik, forbigående angrep på en valuta etc.), får ikke betydning for denbetingede modellen. Handler aktørene på grunnlag av samtidige og/ellertidligere observasjoner, vil verken sjokk med kort- eller langvarig effektforårsake strukturelle brudd i den betingede modellen, men fanges opp viamodellens forklaringsvariable.

I vårt eksempel er det kombinasjonen av en forventningsvariabel, pie, i(8) og hypotesen om rasjonelle forventninger som gir bruddet på super-eksogenitet og gjør den betingede modellen til gjenstand for Lucas-kritik-ken. La oss først se på betydningen av forventningsvariabelen. Vi erstatterstrukturmodellen (8) med (12) slik at det er faktiske, og ikke forventedeendringer i prisnivået, som påvirker produksjonen:

= 8 (P 1 +E*It (12)

(12) er her både en strukturmodell og den betingede modellen for yt gittpt. Interesseparametre er 8 og/eller variansen til restleddet. Disse utgjør k i

og er identifiserbare fra (12). De er uavhengige av parametrene i den mar-ginale modellen for pt (for eksempel regime A eller B) og derfor også in-variante overfor endringer i prisprosessen. p t er demed både svakt ekso-gen og supereksogen for parametrene i (12). Estimerer vi (12) har vi til-strekkelig informasjon for inferens- og politikkanalyseformål 6 .

Betydningen av valg av forventningshypotese ser vi hvis vi vender til-bake til strukturmodellen (8) for y t, hvor p te inngår. Vi lar nå forventnin-gene være dannet i følge en enkel, tilbakeskuende forventningsmodell(ekstrapolative forventninger):

6 Dette gjelder når forutsetningen om Kovar(E it* , e2')=0 er oppfylt og y t ikke inngår i be-stemmelsen av pt . Det siste kravet er oppfylt når prisprosessen er gitt ved regime A eller B.

246

Pte = + T213,--2 (13)

Forventningen i (13) er et veid gjennomsnitt av tidligere observasjoner avvariabelen. Denne forventningsmekanismen er uavhengig av hvordan pri-sene faktisk dannes. Sammenhengen, p t = pte Et' som gjaldt under rasjo-nelle forventninger, gjelder ikke lenger. Dette får konsekvenser for ekso-genitetsegenskapene til den betingede modellen som er utledet under.

Vi setter inn for pte i fra (13) i (8) og får en ny betinget modell for yt gitt

Pt.

y, = co + c,p, + c2 p,_ 1 + c3 p,_2 + E„

{

Ekstrapolative forventninger:

co = y P , c, =43,c2 =--En„ c, = —Ea ,

(14)

De betingede parametrene er X i = (co , c 1 , c2 , c3 , w ii ) og vi kan fra disseidentifisere 6 fra strukturmodellen (8), i tillegg til t og T2 fra forvent-ningsmodellen (13). Dermed er det første kravet til svak eksogenitet opp-fylt. Parametrene som inngår i prismodellen (vår marginale modell), dan-ner k2 . Men ettersom k i bare avhenger av parametre fra strukturmodellen(8) (6) og forventningsmodellen (13) (T y T2), er det uvesentlig i forhold tilestimering av (14) hvilken prismodell, og dermed k2 , som gjelder. Så santverken 8, T 1 eller T2 inngår i prismodellen vil k i og 2 2 variere uavhengigav hverandre og det andre kravet til svak eksogenitet er også oppfylt.

Ettersom ingen av parametrene fra prismodellen inngår i (14), vil ikkeendringer i økonomien som medfører et strukturelt brudd i prisprosessen,ha noen innflytelse på parametrene i (14). Under vår nye forventnings-hypotese, er p t dermed også supereksogen mhp. xv = (co, c l , c2 , c3 ,Konklusjonene vi har trukket i tilknytning til (14) holder fordi vi nå antarat aktørene ikke benytter den sanne modellen for pt når de danner seg for-.ventningen, p te, og de fortsetter å holde så sant aktørene bruker en forvent-ningsmodell som ligger fast selv om prisprosessen endres. I (10) komparametrene fra prismodellen inn via forventningsvariabelen fordi aktø-rene hadde rasjonelle forventninger, slik at pt = pte + Et. Når pt # pte + Et ,mao. ikke rasjonelle forventninger, brytes denne forbindelsen.

Eksempelet over med ekstrapolative forventninger, har vist at det ikkeer tilstrekkelig at aktørene handler på grunnlag av forventninger om den

247

framtidige utviklingen for at Lucas-kritikken skal være relevant og supe-reksogenitet ikke tilstede. Det må i tillegg være en systematisk sammen-heng mellom aktørenes forventningsmodell og modellen som beskrivervariabelen det dannes forventninger om. Rasjonelle forventninger gir enslik systematisk sammenheng.

Aktørenes forventninger er som regel uobserverbare. Vi må derfor er-statte forventningsvariabelen med en modell når vi estimerer7 . Dette er enviktig årsak til at eksogenitetsproblemer oppstår når den sanne strukturener en rasjonell forventningsmodell. Problemene knytter seg både til identi-fisering, konsistente estimatorer og bruk av den estimerte modellen påulike felter. Over har vi vist problemene som oppstår når vi setter inn forprosessen bak pt .

Problemene lar seg løse hvis man er seg bevisst at det muligens er enrasjonell forventningsmodell man står overfor. En mulighet er å estimerehele systemet simultant, innbefattet prosessen bak forventningsvariabelen.Alternativt kan vi erstatte forventningsvariabelen (pie) med den faktiskrealiserte verdien (p t)• Dette gir problemer med svak eksogenitet og vi måbruke en instrumentvariabelmetode istedenfor minste kvadraters metode(mer om dette i f.eks. Hendry (1995)). Problemene oppstår for alvor hvisman starter ut med en relasjon à la (10) og antar at denne beskriver densanne strukturen. Hvis aktørene har rasjonelle forventninger, ender vi i såfall opp med en relasjon som ikke er autonom overfor endringer i prispro-sessen.

Kombinasjonen av en forventningsvariabel og hypotesen om rasjonelleforventninger i den bakenforliggende strukturen er bare en av flere årsakertil at supereksogenitet ikke er tilstede i en betinget mode118 . En svært van-lig årsak er at sentrale forklaringsvariable feilaktig er utelatt. Parametrenefor de gjenværende forklaringsvariablene fanger dermed også opp effek-ten av de utelatte variablene.

7 Observerer vi derimot pte kan vi estimere (8) ved hjelp av minste kvadraters metode ogpte vil være både svakt eksogen og supereksogen for 5.

8 Supereksogenitet er fraværende i de betingede modellene (4) eller (6) i avsnitt 2, både pågrunn av rasjonelle forventninger, men også fordi parameteren O avhenger av variasjoneni prisnivået.

248

4. TEST AV SUPEREKSOGENITET

Hittil har vi fokusert på forventningsdannelse som en viktig årsak til atLucas-kritikken blir relevant. Dette er den mest utbredte forklaringsmo-dellen, men generelt kan kritikken knyttes til tre ulike nivåer: (a) Aktøre-nes optimale planer avhenger av omgivelsene, (b) av regler som kontrolle-res av andre og/eller (c) av rasjonelle forventninger. Kritikken, relatert tilnivå (a) og (b), kan generelt aksepteres ved kun å vise til ett tilfelle hvorLucas-kritikken gjelder. Men, vi kan aldri utelukke at framtidige en-dringer i omgivelsene eller i regler som kontrolleres av andre kan gi bruddi estimerte relasjoner. Kritikken kan kan derfor ikke tilbakevises genereltpå nivåene (a) og (b), kun med henblikk på spesifiserte og observerte hen-delser.

Avhenger aktørenes planer av rasjonelle forventninger (nivå c), kan viavvise eller akseptere kritikken på et generelt grunnlag. På dette nivået harvi to strukturmodeller som kan settes opp mot hverandre; én med og énuten rasjonelle forventninger. Vi setter inn for prosessen som beskriverforventningsvariabelen i forventningsmodellen. Resultatet er en estimer-bar modell betinget med hensyn på observerbare forklaringsvariable. I denalternative strukturmodellen inngår de samme forklaringsvariablene, menher påvirker de den avhengige variabelen direkte, og ikke via forvent-ninger. De to strukturmodellene leder dermed til tilsynelatende like regre-sjonsmodeller. Implikasjonene av endringer i de marginale prosessene, erderimot ulike. Ligger det en rasjonell forventningsmodell bak, vil de esti-merte parametrene være en sammenblanding av strukturelle parametre ogparametre fra de marginale prosessene. De vil ikke være invariante over-for endringer i de marginale prosessene, og vi får brudd på kravene til su-pereksogenitet. Har vi på den andre siden empirisk belegg for at kravenetil supereksogenitet er oppfylt, kan ikke modellen were avledet fra en ra-sjonell forventningsmodell. I så fall er den betingede modellen ikke gjen-stand for Lucas-kritikken. Forkastning av supereksogenitet er ikke nød-vendigvis en støtte til forventningsmodellen. Også andre former for feil-spesifikasjon, for eksempel utelatte variable, kan føre til strukturellebrudd i den betingede modellen.

De empiriske testene av Lucas-kritikken og supereksogenitet er utvikleti Hendry (1988), Favero og Hendry (1992), Engle og Hendry (1993).Ericsson og Irons (1995) gir en god oversikt over empiriske arbeider som

249

anvender testene og dermed også over den empiriske relevansen av Lu-cas-kritikken.

Det er i hovedsak to tester som anvendes:

(i) Vi tester om parametrene i den betingede og i de marginale modelleneer konstante over estimeringsperioden ved bruk av rekursive estimaterog «break-point» Chow-testen (nærmere omtalt i kapittel 5). Parame-trene i den betingede modellen er invariante overfor endringer i demarginale prosessene hvis vi (a) forkaster at parametrene i en ellerflere av de marginale modellene er konstante, men (b) ikke forkasterat parametrene i den betingede modellen er konstante (Hendry(1988)). Supereksogenitet, som er vår nullhypotese, kan i så fall ikkeforkastes.

(ii) Ustabile marginale modeller gjøres stabile ved å utvide modellenemed variable som fanger opp ustabiliteten. I utgangspunktet er alleØkonomiske variable kandidater, men ofte brukes variable med ver-dier forskjellig fra null når spesielle hendelser inntreffer, f.eks. poli-tikkendringer, teknologiske innovasjoner og oljeprissjokk, og nullellers (dummy-variable). Vi tester deretter om de ekstra variablene9 ersignifikante i den betingede modellen. Vanlige t- og F-tester for ute-latte variable brukes. Inngår en eller flere av dem signifikant, inne-bærer det at variable som fanger opp bruddene i de marginale model-lene bidrar til å forklare vår avhengige variabel. Den betingede model-len er dermed ikke invariant overfor endringer i de marginale model-lene, og vi forkaster supereksogenitet. Parallellen til utelatte variableer klar. Når de utelatte variablene varierer over tid, vil den estimerterelasjonen bli ustabil. Dette kan gi seg utslag i brudd på restleddsfor-utsetningene eller skift i estimerte parameterverdier. Ofte er det nett-opp utelatte variable som er årsaken til brudd på supereksogenitet. Ieksempelet med rasjonelle forventninger skyldes i tillegg bruddet atde estimerte parametrene (se (10)) er funksjoner av parmetre fra pris-prosessen.

De to testene forkaster eller forkaster ikke supereksogenitet med hen-syn på endringer som allerede er observert i de marginale modellene. Ved

9 Man kan også teste hvorvidt residualene i de stabiliserte marginale modellene eller funk-sjoner av residualene er signifikante.

250

ikke-forkastning har vi ingen garanti for at den betingede modellen vilvære invariant overfor framtidige intervensjoner. Vi kan imidlertid avviseat en rasjonell forventningsmodell ligger bak den estimerte relasjonen.Hadde det vært tilfelle, ville de betingede parametrene ikke vært invari-ante overfor intervensjoner i estimeringsperioden.

Også våre marginale modeller kan være feilspesifiserte, f.eks. i form avutelatte variable. Vi tester i så fall supereksogenitet med hensyn på en delav den totale informasjonsmengden aktørene står overfor når forventning-ene dannes. Hendry (1988) viser at testene allikevel er gyldige. Sett at viopererer med en ustabil marginal modell, som egentlig er feilspesifisert iform av en utelatt variabel, og at den korrekt spesifiserte marginale mo-dellen er stabil. I så fall må ustabiliteten i den feilspesifiserte modellenskyldes at prosessen bak den utelatte variabelen er ustabil. Det har medandre ord, et eller annet sted i det økonomiske systemet, skjedd et struktu-relt brudd. Hvis ikke, vil vi ikke observere ustabilitet i den feilspesifisertemarginale modellen. Uavhengig av hvor i systemet ustabiliteten stammerfra, må vi kreve av en autonom relasjon at den ikke endres som følge avdenne ustabiliteten. Klarer vi å fange opp bruddet ett sted i systemet, harvi en gyldig test. Styrken på testen vil imidlertid øke jo nærmere kilden tilustabilitet vi kommer, slik at testen i større grad er i stand til å forkaste enfeilaktig nullhypotese.

Enkelte forsøk har vært gjort i litteraturen på å anslå styrken på supe-reksogenitetstestene. Resultater i Favero og Hendry (1992) viser at«break-point»-Chow-testen har god styrke mhp. å avvise en feilaktigenullhypotese som sier at de marginale prosessene er stabile. Styrken er la-vere når det gjelder å forkaste en tilsvarende feilaktige nullhypotese forden betingede modellen. Framfor å avvise nytten av test (i) i forhold til su-pereksogenitet og Lucas-kritikken, snur Favero og Hendry konklusjonen:Når man med stor styrke kan forkaste at de marginale prosessene er kon-stante, men vanskelig kan fange opp brudd i den betingede modellen, erdette en indikasjon på at Lucas-kritikken har liten praktisk relevans. Styr-ken til test (ii) undersøkes (se bl.a. Ericsson og Hendry (1991) og Hendryog Engle (1993)) ved bevisst å feilspesifisere den betingede modeller'f.eks. ved å utelate signifikante forklaringsvariable. Skal test (ii) ha en ak-septabel styrke bør variablene som fanger opp ustabiliteten inngå signifi-kant i den feilspesifiserte betingede modellen. Dette er tilfelle i de nevntearbeidene.

251

Blant de mest sentrale empiriske arbeidene som tester for supereksoge-nitet og dermed relevansen av Lucas-kritikken, er det en sterk overvekt avanalyser av pengeetterspørsel. Dette er et takknemlig felt, både fordi det imange land har vært store endringer i pengepolitiske målsetninger, virke-middelbruk og finansielle objekter, og fordi store aktører i markedet ståroverfor store tap hvis deres forventninger slår feil. Tre viktige arbeider;Hendry (1988), Engle og Hendry (1993) og Ericsson og Hendry (1991)avviser at Lucas-kritikken — i form av rasjonelle forventninger — har rele-vans for pengeetterspørselen i Storbritannia. Favero og Hendry (1992) ogEricsson og Irons (1995) får tilsvarende resultater for USA. Sett i lys avstadige sammenbrudd i tidligere relasjoner for pengeetterspørselen i USAer dette interessant. I stedet for å tolke tidligere sammenbrudd som en klarindikasjon på relevansen av Lucas-kritikken, er feilspesifiserte modelleren mer nærliggende forklaring.

Fra den hjemlige arenaen, nevner vi Brodin og Nymoen (1992), Bård-sen (1992) og Naug og Nymoen (1995), med studier av hhv. konsum,pengeetterspørsel og importpriser. Arbeidene dekker en turbulent periodei norsk økonomi med blant annet store endringer knyttet både til skattesy -stem og politisk fastsatte mål for pengepolitikken. Ingen av dem forkastersupereksogenitet.

5. TEST AV SUPEREKSOGENITET I EN EKSPORTPRIS-MODELL

Vi lar til slutt et empirisk eksempel illustrere bruken av testene for supe-reksogenitet. Eksempelet vi bruker er en eksportprismodell for varer ogtjenester produsert av privat sektor i fastlands-Norge. Estimeringsresulta-tene er gjengitt i likning (A.1) i appendix 1. På lang sikt avhenger eksport-prisen av lønnskostnader per produsert enhet og prisen på konkurrentenesprodukter. Endringer i eksportprisen fra en periode til en annen avhengerav avviket fra langtidsløsningen i foregående periode og av samtidigeendringer i konkurranseprisen (Apkt), lønnskostnader per produsert enhet(Apwt) og i valutakursen (Av). I tillegg inngår tilbakedaterte endringer iforklaringsvariablene og i eksportprisen selv.

Modellen er en betinget modell for eksportprisendringer, hvor samti-dige endringer i konkurranseprisen, lønnskostnader per produsert enhet og

252

i valutakursen betraktes som gitt. Gyldigheten av resultatene avhenger avat vi ikke mister essensiell informasjon når vi ikke estimerer modeller forApw t, Apkt og Avt simultant med eksportprisendringene.

Break-point 5% t=

Chow-test

.9

.8

. .. ••••

••

.6 /

.5

.4

.3

••••: •

.2

.1

1989 1985 1999 1995

Figur 1 «Break-point» Chow test for betinget modell, Apa.

Vi benytter først test (i) av supereksogenitet. Vi søker å fange oppstrukturelle brudd ved å teste for parameterstabilitet på ethvert tidspunkt iestimeringsperioden. Nullhypotesen er at regresjonen har konstante para-metre over hele perioden. Strukturelle brudd er en indikasjon på mang-lende supereksogenitet. Testen gjennomføres ved å estimerer modellenflere ganger over ulike tidsperioder. Alle periodene starter med det førstekvartalet vi har observasjoner for, men utvides med et kvartal for hver nyestimering. Til slutt har vi brukt alle observasjonene. For hver estimeringtester vi modellens prognoseegenskaper for resten av observasjonesperio-den. Resultatene fra prognosetestene er gjengitt i figur 1 og kalles «break-point»-Chow-testen. Helt til venstre langs den vannrette aksen er model-len estimert over perioden 1971:2-1975:2, mens prognoseegenskapene er

253

testet for perioden 1975:3-1992:3. Estimeringsperioden øker og prognose-perioden avtar når vi beveger oss utover mot høyre. Forkastning av null-hypotesen på et 5%-nivå, vises ved verdier over den stiplede, vannrettelinjen. I følge figur 1 kan ikke hypotesen forkastes på noe som helst tids-punkt. Vi konkluderer med at vår betingede modell er relativt stabil utenstrukturelle brudd i løpet av estimeringsperioden.

Det neste skrittet er å undersøke stabiliteten til de marginale modellenesom forklarer de kortsiktige endringene i konkurranseprisen, lønnskostna-der per produsert enhet og i valutakursen. Estimeringsresultatene er gjen-gitt i appendikset ( (A.2) — (A.4)) og kommenteres ikke nærmere. Vi festeross ved resultatene fra «break-point» Chow-testen for de marginale mo-dellene i figurene 2- 4.

Break-point 5V. ortt= Chow-test

.6

.4

.2

91988 1985 1998 1995

Figur 2 ‹<Break-point» Chow-test for marginal modell, Apwt-

254

.9

.9

.7

.6

.5

.4

.3

.2

.1

1

.9

.6

.7

.6

.5

.4

.3

.2

.1

1985 19951988 1990

Break-point= sz ori

ChOtik-tetr

A4-4

Figur 3 «Break-point» Chow-test for marginal modell, Apk t .

Break-pointChow-test

55 c -it=

1988 1985 1998 1995

Figur 4 «Break-point» Chow-test for marginal modell, Avt.

.9

. 0

.7

.6

.5

.4

.3

. a

. 1

Break-point 5y.Chow-test

1.-

O

255

Flere brudd på Chow-testen for både konkurranseprisen og lønnskost-nadene, indikerer at modellene for disse to variablene er ustabile. I følgetest (i) for supereksogenitet/Lucas-kritikken, tyder dette på at Lucas-kritikken ikke gjelder for vår eksportprismodell, ettersom vår betingedemodell er stabil til tross for ustabile marginale prosesser.

Vi fortsetter med test (ii) og utvider den marginale modellen for lønnskostnadene med to dummyer (s7879 og s8587). Den første fanger opp ef-

-

fekten av lønns- og prisstoppen fra 1978:3 og ut 1979. Den andre fangeropp ustabiliteten i norsk økonomi i perioden 1985-87 (store endringer ikredittmarkedene, oljeprisfallet ved årsskifte 1985-86, devalueringen imai 1986 og arbeidstidsforkortelsen i januar 1987). Den utvidede model-len er presentert i appendikset (A.5).

Figur 5 viser at «break-point» testen nå passeres for hele estimerings-perioden.

1988 1983 1998 1993

Figur 5 4d3reak-point. Chow-test for stabilisert marginal modell, Apwt.

256

En stabil modell for konkurrentenes priser oppnås ved å inkludere endummy for devalueringen i 1986 (se Figur 6 og (A.6)).

Vi er nå klar til å teste for supereksogenitetl° ved å teste hvorvidt varia-ble fra de stabile modellene for lønnskostnader og konkurrentenes priserer utelatte variable i vår betingede modellen. Vi tester ikke signifikansentil variable som vi tidligere har forkastet skal inngå i den betingede mo-dellen på grunnlag av insignifikante estimater på parametrene. Inkluderervi disse på nytt, reduserer det styrken til supereksogenitetstesten.

Resultatene er vist i tabell 1. Under punkt (a) tester vi hvorvidt variablefra modellen for lønnskostnadene inngår signifikant i den betingede mo-dellen for eksportprisendringer. De aktuelle variablene er nivået på kon-sumprisindeksen (kpi) og arbeidsledighetsraten (u) i foregående kvartalog to dummyer (s7879 og s8587) som inngår multiplikativt med hen-holdsvis arbeidsledighetsraten og sektorens bruttoprodukt (q). Vi kan ikke

1 0 Vi tester om Apwt, Apkt og Avt er svakt eksogene for parametrene i vår betingede modell(A.1) ved bruk av en Wu-Hausman test (for Apw t og Apkt brukes de stabile marginalemodellene). Med signifikanssannsynligheter på 0.42, 0.20 og 0.46 forkaster vi at de trevariablene ikke er svakt eksogene for parametrene i den betingede modellen.

257

forkaste en simultan nullrestriksjon på parametrene til disse fire i vår eks-portprislikning og dermed heller ikke at lønnskostnadene er supereksogenfor parametrene i den betingede modellen. Under punkt (b) tester vi tilsva-rende hypotese for variablene fra modellen for konkurrentenes priser. F-testen forkaster at de to dummyene ikke har forklaringskraft i den beting-ede modellen. Med andre ord, konkurrentenes priser er ikke supereksogenfor parametrene i eksportprismodellen.

Tabell 1: Test av supereksogenitet

Variable fra de marginale modellene Resultat

(a): s7879*ut_ i , s8587*qt_ 1 , kpi 1 . , ut-1 F(4, 68) = 1.17 [0.33](b): i74p1, i86p2 F(2, 70) = 6.03 [0.004]**

Separate signifikanstester av hver enkelt variabell I fra (a) og (b) viser atbegge variablene i gruppe (b) inngår signifikant i eksportprislikningen.Den første fanger opp effekten av OPEC I (i74p1), mens den andre(i86p2) er ment å fange opp en devaluering på 12% i 86:2. Ettersom en-dringene i valutakursen allerede er inkludert i eksportprislikningen, er detnærliggende å anta at i86p2 også fanger opp effekten av fallet i oljeprisenfra slutten av 1985. Enten har oljeprisene hatt en selvstendig effekt pånorske eksportpriser som ikke fanges opp av våre forklaringsvariable, el-ler så bestemmes norske eksportpriser delvis på grunnlag av forventningerknyttet til framtidige priser på internasjonale markeder. Hvis disse priseneer kraftig influert av oljeprisen, vil strukturelle brudd i oljeprisen påvirkeprosessen som brukes til å anslå framtidige internasjonale priser. Vi hardermed to alternative tolkninger av våre funn, den ene åpner for at ek-sportprismodellen vår skulle ha inkludert endringene i oljeprisen, mensden andre peker mot en bakenforliggende rasjonell forventningsmodell.Dette illustrerer et viktig poeng når vi skal tolke forkastning av superekso-genitet. Mangelfull modellering av rasjonelle forventninger er kun énkilde til manglende supereksogenitet, utelatte variable er en annen.

11 T-verdier i paranteser: i74p1 (2.1), i86p2 (1.99), s8587*qt_ 1 (1.67). øvrige variablene: t-verdier < 1.

258

Referanser:Brodin, A. og R. Nymoen (1992): Wealth Effects and Exogeneity: The Norwegian Con-

sumption Function 1966(1)-1989(4), Oxford Bulletin of Economics and Statistics 54(3), 431-454.

Bårdsen, G. (1992): Dynamic Modeling of the Demand for Narrow Money in Norway, Jour-nal of Policy Modeling 14 (3), 363-393.

Engle, R. F., D. F. Hendry og J.-F. Richard (1983): Exogeneity, Econometrica 51, 277-304.Engle, R. F., D. F. Hendry (1993): Testing Super Exogeneity and Invariance in Regression

Models, Journal of Econometrics 56, 119-139.Ericsson, N. R. og D. F. Hendry (1991): Modeling the Demand for Narrow Money in the

United Kingdom and the United States, European Economic Review 35, 833-886.Ericsson, N. R. and J. S. Irons (1995): The Lucas Critique in Practice: Theory without Mea-

surement, in Keevin D. Hoover (ed.): Macroeconometrics: Developments, Tensionsand Prospects, Kuwer Academic Publishers.

Favero, C. og D. F. Hendry (1992): Testing the Lucas Critique: A Review, EconometricReviews 11 (3), 265-306.

Frisch, R., T. Haavelmo, T. C. Koopmans og J. Tinbergen (1948): Autonomy of EconomicRelations, University Institute of Economics, Oslo, Stencil-memo, November 6,1948.

Haavelmo, T. (1944): The Probability Approach in Econometrics, Econometrica 12 (supple-ment), 1-118.

Hendry, D. F. (1988): The Encompassing Implications of Feedback versus Feedforward Me-chanisms in Econometrics, Oxford Economic Papers 40, 132-139.

Hendry, D. F. (1995): Dynamic Econometrics, Oxford University Press, Oxford.Lucas, R. E., Jr. (1972): Expectations and the Neutrality of Money, Journal of Economic

Theory, 4 (Apr. 72), 103-124.Lucas, R. E., Jr. (1976): Econometric Policy Evaluation: A Critique in K. Brunner and A.H.

Meltzer (eds.): The Phillips Curve and the Labor Markets, Carnegie-Rochester Con-ference Series on Public Policy, Volume 1, Journal of Monetary Economics, supple-mentary issue, 19-46, reprinted in Lucas (1981).

Lucas, R. E., Jr. (1981): Studies in Business-Cycle Theory, The MIT Press, Cambridge, Mas-sachusetts.

Muth, J. F. (1961): Rational Expectations and the Theory of Price Movements, Econome-trica 29, 313-335.

Naug, B. E. og R. Nymoen (1995): Pricing to Market in a Small Open Economy, Scandi-navian Journal of Economics 98 (3), 329-350.

259

Appendix 1: Eksportprismodell

Variabeldermisjoner

PA: Eksportprisindeks, varer og tjenester produsert av privat sektor i fastlands-Norge

PK: Prisindeks, konkurrentenes produkter. Veid gjennomsnitt av importprisenehos Norges viktigste handelspartnere, målt i NOK.

PW: Lønnskostnader per produsert enhet, privat sektor i fastlands-NorgeV: Valutakursindeks. V=fremmed valuta/NOKKPI: KonsumprisindeksenU: Arbeidsledighetsraten (AKU)Q: Bruttoprodukt, privat sektor i fastlands-Norgeiååpk: Dummyer. iååpk =1 for t=åå:k, 0 ellers, åå=år og k=kvartals7879: Dummy. s7879 = 1 i perioden 78:3-79:4, 0 ellerss8587: Dummy. s8587 = 1 i perioden 85:3-86:1, -1 i perioden 86:2-87:2, 0 ellers

pa=ln(PA), pw=ln(PW), pk=ln(PK), v=ln(V), kpi=ln(KPI), u=ln(U),q=ln(Q)pa=pa-pa i , etc.

Estimeringsresultater

Apa, = 0.30— 0.29(pa — 0.70pw 0.30pic + 0.26Apw 1 + 0.15Apw, 3

(A. 1) (.06) (.05) (.06) (.06) (.05) (.04)

+ 0.5741c 1 + 033Apk 2 + 0.50v, + 0.59Av i _ 1 + sesongdummyer(.09) (10) (.15) (17)

Estimeringsperiode: 71:2-91:4 (92:3), OLS, R 2 = 0.61, a2 = 0.01932, DW = 2.24

Forecast X2 (3) = 6.83 [.08], Normality X2 (2) = 4.43 [.11],Chow F(3,72) = 2.04 [.12], X1 F(20,51) = 0.51 OnAR 1-5 F(5,67) = 1.83 [.12], X:Xi F(64,7) = 0.35 OnARCH 4 F(4,64) = 0.34 [.85],REET F(1,71) = 1.66 [.20].

Sesongdummyene omfatter en dummy for annet kvartal i tillegg til en dummy fortredje kvartal fra og med 1978.

Standardavviket til de estimerte parametrene er gitt i parenteser, mens signifi-kanssannsynligheter er gitt i klammer. Forecast- og Chow-testen tester for post-sample prognoseegenskaper (92:1-92:3). Deretter følger tester for autokorrelasjon

260

(AR), heteroskedastisitet (ARCH og Xi 2), normalfordelte restledd (Normality) ogtil slutt to generelle tester for feilspesifikasjon (XX ogog RESET).

ELpwPA = 0.70 (.06) og ELpKPA = 0.30 (.06). ELpwPA+ELpKPA = 1 er pålagtunder estimeringen. Fritt estimert, forkastes restriksjonen ikke, med en signifi-kanssannsynlighet på 0.40.

Marginale modeller:

Likning (A.2), (A.3) og (A.4), viser estimeringsresultater for de marginale model-lene.

(A. 2)

Apw, = — 0.32 — 0.29pw 1 + 0.27kpi,_ 1 0.05u, — 0.23Apw,_,(.11) (.08) (.07) (.01) (.10)0.19Apw,_ 2 + sesongdummyer

(04)

Estimeringsperiode: 71:2-91:4 (93:4), OLS, R2 = 0.92, (52 = 0.02526, DW = 2.01

Forecast X 2 (8) = 17.02 [.031* 12, Normality X 2 (2) = 5.29 [.07],Chow F(8,73) = 1.83 On Xi 2 F(16,56) = 0.39 [.98],AR 1-5 F(5,68) = 0.39 [85], XiX i F(46,26) = 0.77 [.79],ARCH 4 F(4,65) = 1.73 [.15],REET F(1,72) = 12.04 [.00 ]**.

Apk, = 0.001 — 0.01plcfr., + 0.4841c — 0.96dv, + 0.41Av t _ 1 + 0.13 i1974p1(A. 3 )(.003) (.005) (.08) (.13) (.14) (.02)

Estimeringsperiode: 71:2-91:4 (92:3), R2=-- 0.67, OLS, a2 = 0.01724, DW = 1.71

Forecast X2 (3) = 1.07 [.78], Normality (2 (2) = 0.30 [.86],Chow F(3,77) = 0.34 [.79], Xi 2 F(9,67) = 0.68 [.73],AR 1-5 F(5,72) = 3.12 [.01]*, XiX i F(15,61) = 0.78 [.69],ARCH 4 F(4,69) = 0.24 [91], RESET F(1,76) = 0.56 [.46].

12 * (**): Forkastning av nullhypotesen på 5% (1%) nivå.

261

(A. 4 )

Ay, = -0.006- 0.04v11 + 0.44Av„ 1 + 0.04 i82p3+ 0.05i86p2

(.002) (.02) (.09) (.01) (.01)

+ 0.04 i87p4 + 0.03 i91p2 + sesongdummy

(.01) (.01)

Estimeringsperiode: 71:2-91:4 (93:4), R2= 0.47, OLS, (32 = 0.01260, DW = 2.17

Forecast X 2 (8) = 13.57 [.09], Normality X 2 (2) = 0.95 [.62],Chow F(8,75) = 1.55 [.15], Xi 2 F(10,64) = 0.38 [.95],AR 1-5 F(5,70) = 0.52 [.76], XiX ; F(13,61) = 0.41 [96],ARCH 4 F(4,67) = 1.40 [.24], RESET F(1,74) = 2.69 [.1 1].

RESET-testen antyder at(A.2) kan være feilspesifisert, i tillegg til at vi her ogsåhar problemer med en av prognosetestene (prediksjonsfeil signifikant forskjelligfra null i 92:2), mens vi har problemer med autokorrelasjon i(A.3).

Utvidede marginale modeller

dpw, = -0.24 - 0.22pw,, + 0.20kpi, 1 - 0.04u11 - 036Apw, 1

(.11) (.08) (.07) (.01) (.10)

0.24pw„2 - 0.05(s7879 * u„, )- 0.002(s8587 * sesongdummyer(.04) (.02) (.001)

(A. S)

Estimeringsperiode: 71:2-91:4 (93:4), OLS, R2 = 0.94, o2 = 0.02280, DW = 2.04

Forecast X 2 (8) = 19.47 [011*, Normality X 2 (2 = 8.37 [.02]*,Chow F(8,71) = 2.05 [.05], X 1 F(20,50) = 1.42 [.16],AR 1-5 F(5,66) = 0.17 [.97], RESET F(1,70 = 6.00 [.02]*.ARCH 4 F(4,63) = 0.50 [73],

262

(A. 6 )

åpk, = 0.002 — 0.01pk,_ 1 + 0.45Apk 1 — 1.076.v, + 0.46Av 1

(.003) (.005) (.07) (13) (.13)

+ 0.13 i74p1 — 0.05 i86p2

(.02) (.02)

Estimeringsperiode: 71:2-91:4 (92:3), R2=0.70, OLS, o2 = 0.01641, DW = 1.76

Forecast X 2 (3) = 1.22 [.75], Normality X 2 (2) = 0.70 [.70],Chow F(3,76) = 0.39 [.715], Xi 2 F(10,65) = 0.33 [.97],AR 1-5 F(5,71) = 2.33 On XiXi F(16,59) = 0.43 [.97],ARCH 4 F(4,68) = 0.20 [.94], REET F(1,75) = 0.06 [80].

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 110 ( 1996), 263-289

TILGANGSAVGIFTER:EN PRINSIPIELL ANALYSE

av Nils-Henrik M. von der Fehr *

I noen nwringer er tilgangen til essensielle innsatsfaktorer kontrollert avett selskap. Telenors eie av det faste telefonlinjenett er et eksempel: For enrekke telekommunikasjonstjenester er Telenors konkurrenter avhengige avat de selv eller deres kunder får tilgang til nettet. I markedet for disse tje-nester kan Telenor oppnå et konkurransefortrinn gjennom forvridning avde betingelser som settes for nettilgang. Diskriminerende tilgangsbeting-elser innebærer imidlertid samfunnsøkonomiske omkostninger i form avineffisient ressursbruk.

Problemstillingen er aktuell i mange næringer - blant annet i andrenettverksnceringer som luft- og jernbanetransport, post og elektrisitets- oggassforsyning - og har gitt støtet til en stor teoretisk litteratur om hva somfra et samfunnsøkonomisk synspunkt er riktige tilgangsavgifter Her gisen kortfattet gjennomgang av hovedprinsippene for fastsettelse av sam-funnsøkonomisk effisiente tilgangsavgifter, med henvisninger til den rele-vante litteratur

1. INNLEDNING

Problemet med diskriminerende tilgangsbetingelser har opphav i to sam-virkende forhold:

• monopol i tilbudet av en innsatsfaktor, og• vertikal integrasjon mellom monopolvirksomheten og annen, konkur-

ranseutsatt virksomhet.

Monopolisering kan skyldes at det er stordriftsfordeler i produksjonen.Eksempler på slike «naturlige monopoler» finner en blant annet i nett-

* Artikkelen er en revidert versjon av SNF-Rapport 69/96 fra Stiftelsen for samfunns- ognceringslivsforsknings teleøkonomiprogram hvor Telenor er hovedsponsor. Jeg er takk-nemlig for nyttige kommentarer til tidligere utkast fra Kåre P. Hagen og to av tidsskriftetskonsulenter.

264

verksno2ringer som telekommunikasjon, transport og elektrisitets- oggassforsyning. Nettverket (hhv. telefonnett, veier, jernbanelinjer, flyplas-ser, kraftnett og gassrørledninger) representerer store faste kostnader son),ville måtte dupliseres dersom en skulle etablere konkurrerende infrastruk-tur. Det er derfor produksjonsøkonomiske årsaker til gjennom offentlig re-gulering å monopoliserer etablering og drift av nettverket. På den annenside ville en slik monopolisering sannsynligvis oppstå også i et uregulertmarked. Det skyldes at de faste nettverkskostnader er irreversible (eng.«sunk costs») og dermed virker etableringshindrende. Et selskap som eta-blerer et konkurrerende nettverk, pådrar seg en betydelig tapsrisiko i ogmed at nettverksinvesteringene ikke har alternativ anvendelse utenfor noe-ringen, og det dermed ikke er mulig å trekke seg ut uten at investeringengår tapt.

Problemet med monopolisering forsterkes gjennom den vertikale inte-grasjon mellom monopolvirksomheten oppstrøms (produksjon av innsats-faktoren) og konkurransevirksomhet nedstrøms (produksjon basert på fak-toren). Den radikale løsning er en selskapsmessig splittelse mellom mono-pol- og konkurranseaktivitetene. Denne modell er blant annet valgt i kraft-markedet. Ved innføringen av Energiloven i 1991 ble sentralnettsfunksjo-nen utskilt fra Statkraft. Det ble opprettet et eget selskap (Statnett) somskal forestå driften av sentralnettet, og som ikke har adgang til å drive pro-duksjon eller omsetning av kraft. En lignende deling fikk en i det ameri-kanske telekommunikasjonsmarkedet etter oppsplittelsen av AT&T i1982. Det interregionale telefonnett ble utskilt fra de regionale, underlig-gende nett, og de regionale «Baby-Bells» har ikke adgang til å operere imarkedet for interregionale telefonsamtaler.

Av forskjellige årsaker kan det imidlertid vcere at en ikke ønsker separa-sjon mellom monopolvirksomheten og virksomhet som er basert pådenne. Den viktigste begrunnelse for å tillate vertikal integrasjon, er eksis-tensen av samdriftsfordeler. Den som forestår driften av monopolvirksom-heten, kan ha et kostnadsmessig fortrinn i produksjonen av andre varer ogtjenester. I en samlet vurdering må denne produksjonsøkonomiske fordelavveies mot de konkurransemessige og reguleringsmessige ulemper vedvertikal integrasjon. 1

Spørsmålet om hensiktsmessigheten av å tillate vertikal integrasjon i nettverksnceringerer uavklart, se f. eks. Vickers (1995) og Armstrong et al. (1994, del 5) for en diskusjon.

265

Ettersom det etterhvert er innført konkurranse i mange nettverks-nceringer, har diskriminerende og konkurransehemmende betingelser foradgang til nettverkene blitt et tiltagende problem. Tilgangsbetingelsenekan i prinsippet fastsettes på flere måter:

• Myndighetene fastsetter dem.• Myndighetene fastsetter en «meny» av betingelser, og monopolbedrif-

ten velger hvilke av disse den ønsker å tilby. Et eksempel på dette er atmyndighetene innfører en normaltariff som alle brukere kan kreve åbetale etter, men tillater monopolbedriften å fremforhandle alternativebetingelser for de kunder som ønsker det.

• Monopolbedriften fastsetter tilgangsbetingelser innenfor en generellregulering, som for eksempel kan gjelde monopolbedriftens samledeinntekter eller gjennomsnittsnivået for tilgangsavgiftene.

• Monopolbedriften fastsetter tilgangsbetingelsene og er ikke bundet avannet enn generelle konkurransepolitiske bestemmelser vedrørende foreksempel forretningsnektelse og prisdiskriminering.

Reguleringsregimene varierer i praksis betydelig. New Zealand represen-terer et ytterpunkt, i den forstand at tilgangsbetingelser der bare er under-lagt den generelle konkurranselovgivning. I Storbritannia er tilgangspri-sene i elektrisitetsforsyning regulert gjennom fastsettelse av et «tak» forgjennomsnittet av den respektive monopolbedrifts priser. 2 I mange andreland er tilgangsbetingelsene i praksis direkte regulert av myndighetene.

Selv om det i prinsippet kreves mindre informasjon og inngrep fra myn-dighetene jo større frihet monopolbedriften har til å fastsette tilgangsbe-tingelser, er det i praksis nødvendig å kjenne prinsippene for samfunns-økonomisk optimale betingelser også i det tilfelle hvor det bare forlangesat tilgangsbetingelsene skal vcere i overensstemmelse med den generellekonkurranselovgivning. Det illustreres blant annet av rettsaken mellomClear Communication og Telecom Corporation i New Zealand om urime-lige tilgangsavgifter (Privy Council, 1994; Baumol og Sidak, 1995).Saken ble reist av Clear Communications med henvisning til konkurranse-lovgivningens forbud mot å utnytte en dominerende markedsposisjon til åta urimelige og etableringshindrende priser. Forhandlingene dreide segimidlertid i stor grad om hvilke prinsipper som bør legges til grunn for

2 Se Cave og Doyle (1994) for en omtale av reguleringsregimet i Storbritannia.

266

«rimelige» priser. Problemet med å fastsette riktige tilgangsbetingelser erallikevel større jo sterkere ambisjoner en har om å legge samfunnsøkono-miske kriterier til grunn for reguleringen.

De praktiske problemer de regulerende myndigheter står overfor, hargitt støtet til en omfattende, prinsipielt forankret litteratur om emnet. Deter et gjennomgående trekk ved litteraturen at den bare omhandler til-gangsavgifter og ikke andre betingelser for tilgang. I praksis stilles det enrekke tekniske krav til brukerens utstyr for at nettverkstilkytning skalvcere mulig. Mange av disse krav er avhengige av valg foretatt av mono-polbedriften, og kan dermed indirekte påvirke de økonomiske kostnaderved nettverkstilknytning. Slik sett kan de samlede omkostninger ved nett-verkstilgang måles som summen av de eksplisitte kostnader (bestemt avde priser som må betales) og de implisitte kostnader (bestemt av de tek-niske tilknytningskrav). De tilgangsavgifter som omtales i litteraturen,kan tolkes som de samlede omkostninger som påføres eksterne brukere avnettverket.

2. KRITERIER FOR SAMFUNNSØKONOMISK OPTIMALRESSURSBRUK

En samfunnsøkonomisk analyse bør ta hensyn til både

• utnyttelsen av samfunnets ressurser og• fordeling av inntekter mellom ulike grupper.

I økonomisk teori er det allikevel vanlig å konsentrere oppmerksom-heten om ressursutnyttelsen og ikke eksplisitt vurdere hensiktsmessighetenav den fremkomne inntektsfordeling. Begrunnelsen for denne metode er ateventuelle, uønskede fordelingsvirkninger kan korrigeres ved andre virke-midler, først og fremst skatter og overføringer. Det forutsetter at slikevirkemidler er tilgjengelige i tilstrekkelig omfang. Dersom det kun finneset begrenset antall virkemidler, kan det voffe ønskelig å benytte tilgangs-avgifter også til å fremme inntektspolitiske målsetninger; i det minste månivået på tilgangsavgiftene vcere konsistent med slike målsetninger.

En viktig begrunnelse for regulering av nettverksnceringer har nettoppvcert inntektspolitiske hensyn. Det ble i sin tid oppfattet som nødvendig atdet offentlige tok et hovedansvar for utbygging av infrastruktur som tele-fon- og kraftforsyning, blant annet for å sikre rimelig tilgjengelighet i alle

267

deler av landet. Et slikt generelt forsyningsansvar (eng. «universal serviceobligation») inneboerer utbygging og drift som ikke er privat- eller bedrift-søkonomisk regningssvarende. I den grad et slikt ansvar fortsatt skal på-hvile nceringsutøvere, må det ved utformningen av reguleringsregimet tashensyn til behovet for å finansiere de tilhørende kostnader.

Selv om en i utgangspunktet konsentrerer oppmerksomheten om res-sursutnyttelsen, kan de fordelingsmessige hensyn i mange tilfeller bringesinn som bibetingelser eller skranker på ressursutnyttelsesproblemet. Der-som en for eksempel ønsker å beskytte enkelte grupper mot høye priser,kan dette tas hensyn til ved å innføre maksimumsgrenser for de relevantepriser. Tilsvarende kan det pålegges krav om inndekning av kostnader for-bundet med pålagte, samfunnsmessige drifts- eller utbyggingsoppgaver.Selv om litteraturen om optimale tilgangsavgifter i alminnelighet ser bortfra fordelingshensyn, kan analysene relativt enkelt modifiseres for åbringe dem inn (se forøvrig del 5 om krav til kostnadsdekning og omkost-ninger ved offentlige midler).

Statisk effisiens

For en gitt markedsstruktur og produksjonsteknologi er ressursutnyttelseneffisient bare dersom

• produksjonen er kostnadseffektiv, slik at alle innsatsfaktorer har sammeavkastning uansett anvendelse, og

• konsumentenes marginale betalingsvillighet er lik de marginale pro-duksjonskostnader.

I fravoer av markedssvikt innebcerer dette at tilknytningsavgiftene skal set-tes slik at prisene til forbruker er lik marginalkostnadene i produksjonen. Ivirksomhet med stordrifts- og/eller samdriftsfordeler er imidlertid margi-nalkostnadene lavere enn gjennomsnittskostnadene. Marginalkostnadspris-ing medfører derfor kostnadsmessig underdekning. For å sikre kostnads-dekning, er det i slike tilfeller nødvendig å sette tilgangsavgifter over mar-ginalkostnadene. Dersom det er imperfekt konkurranse i nedstrømsmarke-dene, kan det på den annen side vcere ønskelig (A, redusere tilgangsavgif-tene for å motvirke utnyttelsen av markedsmakt. Hvis det er asymmetriskinformasjon mellom de regulerte bedrifter og myndighetene, kan det dess-uten were nødvendig A. korrigere tilgangsavgiftene for å motvirke bedrift-

268

enes incentiver til å feilrapportere om kostnader og etterspørsel. I hvilkengrad statiske effisienshensyn tilsier avvik fra marginalkostnadsprising, av-henger derfor av hvilke former for markedssvikt som dominerer.

Dynamisk effisiens

På lengre sikt har tilgangsavgiftene også betydning for

• investeringer i nettverkskapasitet,• etablering og nedleggelse av bedrifter i nedstrømsmarkeder samt• utvikling av ny teknologi (oppstrøms og nedstrøms)

Tilgangsavgiftene bør gi monopolisten finansielle incentiver til å ut-vikle nettverket. Samtidig må ikke tilgangsavgiftene settes så høyt at detoppmuntres til omgåelse (eng. bypass) ved unødvendige investeringer ialternative nettverk. Høye tilgangsavgifter kan også forhindre nyetable-ringer og dermed undergrave konkurransen i nedstrømsmarkedene.

Som vi skal se i det følgende, er litteraturen hovedsakelig konsentrertom tilgangsavgifter som oppfyller kriterier for statisk effisiens. Det ergjort relativt lite for å analysere de dynamiske effisensegenskaper til alter-native avgiftssystemer.

3. MARGINALKOSTNADSREGELEN

Under helt bestemte (og svcert restriktive) forutsetninger er det optimalt åsette tilgangsavgiftene lik marginale driftsomkostninger. I denne del skalvi se ncermere på de forutsetninger som må were oppfylt, for at marginal-kostnadsprising skal were optimalt.

Et eksempel

Vi tar utgangspunkt i et enkelt eksempel med ett sluttprodukt og to bedrif-ter; én vertikalt integrert bedrift (v) og én annen bedrift (b). Den vertikaltintegrerte bedrift er monopolist i markedet for en innsatsfaktor (kalt «nett-verk») som er nødvendig for produksjon av sluttproduktet (kalt «nett-verksbaserte tjenester»). Bedriftene produserer identiske nettverksbasertetjenester.

Omkostningene ved drift av nettverket kan deles i faste og variablekostnader. For enkelhets skyld antas det at de variable enhetskostander er

269

konstante og lik c (c utgjør altså de direkte marginalkostnader ved å gi til-gang til nettverket). De samlede driftskostnader for nettverket er dermedf+c•x, hvor f er de faste kostnader og x er totalt omfang av nettverksbru-ken. For hver produsert enhet av sluttproduktet kreves det tilgang til énenhet av nettverket. Den samlede bruk av nettverket er dermed x = xb +xv , hvor xi er produsert kvantum av nettverkstjenester i bedrift i, i = b,v.Dersom bedrift i har tilgang til x i enheter av nettverket, kreves det ytterli-gere produksjonkostnader qi(xi) for å fremstille xi enheter av sluttproduk-tet (q i representerer altså andre omkostninger enn de rene nettverkskostna-der, så som produksjonskostnader i et kraftverk eller utgifter til produk-sjon av verdiøkende tjenester i telekommunikasjon).

Begge bedrifter antas å were prisfaste kvantumstilpassere. Dersom be-drift b må betale tilgangsavgift t pr. enhet for bruk av nettverket, er bedrif-tens samlede omkostninger ved å produsere kvantum xb av nettverksba-serte tjenester lik txb + qb(xb). Bedriftens maksimale overskudd er dermed

nb(p,t) --.- max {[p-lxb - qb(x6)}x Ob

(1)

hvor p er markedsprisen på sluttproduktet. 3 Bedrift v's overskudd er til-svarende gitt ved

n v(pt) 7- .. max {{p-c],v, + [t-cixt, - (4,(x) - fl (2)x, ._ 0

Her er forste ledd nettoinntekter fra salg av sluttproduktet, mens annetledd representerer nettoinntekter fra salg av nettverkstilgang til bedrift b.Det er forutsatt at monopolisten må tilfredsstille hele bedrift b's etterspor-sel etter nettverkstilgang.

Ofte er det mest rimelig å anta at sluttproduktprisene ikke er underlagtregulering (i Norge gjelder det f.eks. de fleste konkurranseutsatte tele-kommunikasjonstjenester). Vi ser derfor først på det tilfelle at sluttpro-duktprisene er markedsbestemte. I del 4 og 5 kommer vi inn på tilfellerder myndighetene ikke bare regulerer tilgangsavgiften, men også prisenpå sluttproduktet.

3 For at dette problem og det tilsvarende i (2) skal ha veldefinerte løsninger, må det forut-settes at qi(xi) er voksende og konveks, i = b,v.

270

Løsningene av henholdsvis (1) og (2) definerer bedriftenes tilbud avsluttproduktet som funksjoner av pris på sluttproduktet og tilgangsavgift;xi = xi(p,t), i = b,v. Vi forutsetter markedsklarering, slik at samlet tilbud avsluttproduktet, xb+xv, er lik konsumentenes etterspørsel, x(p). Markeds-klareringsbetingelsen, xb(p,t) + xv(p,t) = x(p), bestemmer dermed like-vektsprisen på sluttproduktet som en funksjon av tilgangsavgiften; p =p(t).

Konsumentenes netto overskudd ved pris lik p, w(p), defineres somsamlet betalingsvilje fratrukket kostnader ved kjøp av sluttproduktet. Dentilgangsavgift som maksimerer summen av konsumentenes og bedriftenesoverskudd, er derved gitt ved løsningen av problemet

max w(gt))) nb(P(0,0 (3)

som gir4

tm = c (4)

Den velferdsmaksimerende tilgangsavgift er altså lik marginalkostnaden idriften av nettverket, c. Dette nivå på avgiften sikrer dels at produsentenestår overfor symmetriske omkostninger ved bruk av nettverket, og dels atomkostningene ved nettverkstilgang reflekterer de underliggende nett-verkskostnader. Fordi bedriftene er prisfaste kvantumstilpassere, følgerdet fra tilpasningsbetingelsene for profittmaksimum at marginalkostadenei produksjon av sluttproduktet er lik i de to bedrifter og lik prisen (somigjen avspeiler konsumentenes marginale betalingsvilje); p = c+q bf =c+qvf.

Generalisering

Resultatet om at tilknytningsavgiften skal vcere lik marginalkostnaden iproduksjon av innsatsfaktoren, kan generaliseres til tilfeller med

4 Løsningen følger fra førsteordensbetingelsen for maksimeringsproblemet. I utledningener det benyttet at w`(p) = -x(p), aribiap = -mb/at = xb, arIviap = xv+[t-c]axdap ogarlviat = xb+[t-c]axdat, hvor de fire siste likhetene fremkommer ved å anvende omhyl-lingsteoremet på (1) og (2).

271

• differensierte produkter,• flervareproduksjon,• ikke-separable produksjonskostnader,• omgåelsesmuligheter, og• teknologisk substitusjon.

I eksemplet ovenfor ble det antatt at konsumentene oppfatter bedrifte-nes produkter som perfekte substitutter. I mange tilfeller er det mer realis-tisk å anta at produktene er forskjellige. Det gjelder spesielt i de tilfellerhvor bedriftene produserer et utvalg av ulike, nettverksbaserte tjenester.Resultatet om at tilgangsavgiften skal reflektere marginalkostnaden i nett-verket, kan imidlertid generaliseres til tilfeller både med differensierteprodukter og med flervareproduksjon. I markedslikevekt (under forutset-ning av prisfast kvantumstilpasning) er konsumentenes marginale beta-lingsvilje for det enkelte produkt lik bedriftenes marginale produksjons-kostnader. For at bedriftenes produksjonskostnader skal reflektere deunderliggende, samfunnsøkonomiske ressurskostnader, må innsatsfaktor-prisene (spesielt tilgangsavgiften) voere lik marginalkostnaden i faktor-produksjonen.

Resultatet om at innsatsfaktorprisene må reflektere faktorkostnadenegjelder mer generelt enn for den produksjonsteknologi som ble forutsattovenfor. Slik den vertikalt integrerte bedrifts kostnadsfunksjon er formu-lert i eksemplet, er det forutsatt at kostnadene knyttet til henholdsvis nett-verket og produksjonen av sluttproduktet er separable. Mer generelt kunneen tenke seg at det var samdriftsfordeler (eventuelt samdriftsulemper) vedvertikal integrasjon, altså at kostnadsfunksjonen kunne uttrykkes som en-ten C(xv ,xb) eller C(xv ,x), hvor x = xb+xv er produksjonen av nettverkstje-nester og C 12 # 0. 5 Også i dette tilfelle er det imidlertid optimalt at til-gangsavgiften reflekterer de marginale driftskostnader i nettverket, altså t= C2 .

Det er så langt antatt at det bare er den vertikalt integrerte bedrift somkan produsere den essensielle innsatsfaktor. Ofte finnes det imidlertid om-gåelsesmuligheter, enten ved at den essensielle faktor kan fås andre stederfra, eller ved at bedrift b produserer den selv. I eksemplet ble det også for-

5 C 12 angir den kryssderiverte, altså den dobbeltderiverte med hensyn på hhv. første ogandre argument. Tilsvarende lar vi C i angi den førstederiverte mhp. i'te argument.

272

utsatt at nettverket er essensielt i produksjonen av sluttproduktet, og at detikke er substitusjonsmuligheter med andre innsatsfaktorer (xi utrykkerderfor både produsert kvantum av sluttproduktet og forbruket av nett-verkstjenester). I mange tilfeller kan imidlertid redusert tilgang til nettver-ket helt eller delvis kompenseres ved bruk av andre innsatsfaktorer. For atden bedrift som ikke kontrollerer nettverket, skal kunne foreta en kost-nadseffektiv avveining mellom bruk av den vertikalt integrerte bedriftsnettverk og bruk av andre innsatsfaktorer (herunder mulighetene for åomgå v's nettverk), må den stilles overfor kostnadsriktige priser. Dersomde øvrige innsatsfaktorer prises etter marginalkostnader (noe som ble im-plisitt forutsatt i eksemplet), skal derfor også tilgangsavgiften settes lik demarginale driftskostnader i nettverket.

Marginalkostnadsregelens begrensninger

Marginalkostnadsprising er altså optimalt under relativt generelle forutset-ninger om produksjonsteknologi og produktkarakteristika. Resultatet gjel-der derimot ikke i tilfeller med

• imperfekt konkurranse,• kapasitetsbegrensninger i nettverket,• underskudd i monopolvirksomheten som må finansieres med forvri-

dende skatter, eller• asymmetrisk informasjon.

De tre siste forhold vil bli gjennomgått i de etterfølgende deler. Dennedel avsluttes med en kort omtale av imperfekt konkurranse.

Forutsetningen om at bedrifter tar markedsprisene for gitt, er mest rime-lig i tilfeller med stor konkurranse og mange bedrifter i markedet. Dersomantallet bedrifter er lite, vil en forvente at bedriftene tar hensyn til at dekan påvirke markedsprisene gjennom sin tilpasning — med andre ord, at deutnytter sin markedsmakt.

Imperfekt konkurranse kan analyseres ved å modifisere eksempletovenfor. Anta nå at hver bedrift maksimerer sitt overskudd under hensyn-tagen til at likevektsprisen er avtagende i markedsfort kvantum (vi antaraltså at bedriftene konkurrerer som i et Cournot-duopol). La p(x) uttrykkesammenhengen mellom omsatt kvantum og den markedsklarerende pris(p(x) er altså den inverse etterspørselsfunksjon). For gitt tilgangsavgift, t,kan bedriftenes overskudd i likevekt utrykkes som

273

nb(t) E max f[gxb+x,(0) - fixb qb(xd)Xb 0

n v(t) -= max {[p(xb(t)+x)-C]x, + [t-clxb(t) - q(x) -4x, ?_

(5)

hvor xb(t) og x(t) er produksjonsnivåene i likevekt.I dette tilfelle er det i alminnelighet optimalt å sette tilknytningsavgif-

ten lavere enn marginale driftskostnader, t < c. Bedriftene utnytter sinmarkedsmakt til å presse prisen på sluttproduktet over de marginale drifts-kostnader. Dette innebcerer et velferdstap fordi konsumentenes marginalebetalingsvilje (som er lik markedsprisen) overstiger marginalkostnadene iproduksjonen. En reduksjon av tilgangsavgiften øker b's produksjon ogredusere velferdstapet. Settes tilgangsavgiften under marginale nettverks-kostnader, er imidlertid den samlede produksjon ikke lenger kostnadsef-fektiv (fordi bedrift b står overfor en lavere pris på nettverkstilgang ennbedrift v, som tar hensyn til den reelle marginalkostnad, c). Den optimaletilgangsavgift balanserer gevinsten ved større produksjon mot kostnadsin-effektiviteten i bruken av nettverket.

Å korrigere virkninger av imperfekt konkurranse ved hjelp av tilgangs-avgiften, er et eksempel på såkalte «nest-best løsninger», hvor regulantenikke har tilstrekkelig mange virkemidler til å korrigere alle markedsim-perfeksjoner. Dersom det hadde vcert mulig,, kunne imperfekt konkurransekorrigeres ved kilden, dvs. ved inngrep i det marked det forekommer. I sinanalyse av en tilsvarende modell forutsetter Armstrong et al. (1996) atbåde tilgangsavgift og markedspris på sluttproduktet kan reguleres. Isåfaller det optimalt at begge priser settes lik de respektive marginalkostnader.Det er derfor bare i det tilfelle at regulanten ikke kan påvirke prisen påsluttproduktet direkte, at tilgangsavgiften skal avvike fra marginale nett-verkskostnader når det er imperfekt konkurranse i markedet for sluttpro-duktet.

Mer generelt gjelder det at dersom myndighetene ikke har andre virke-midler til rådighet, og det er imperfekt konkurranse enten i markedene forde tjenester som leveres med utgangspunkt i nettverket, eller i markedenefor andre innsatsfaktorer som inngår i produksjonen av disse tjenester,skal tilgangsavgiften avvike fra marginale nettverkskostnader. Hvorvidt,

274

og hvor mye, tilgangsavgiften skal avvike fra marginalkostnadene, av-henger av graden av imperfekt konkurranse i de ulike markeder. 6

4. BAUMOL-WILLIG-REGELEN

I foregående del ble det underforstått at det er tilstrekkelig nettverkskapa-sitet til å dekke hele den etterspørsel som oppstår når tilgangsavgiften set-tes lik de marginale driftskostnader i nettverket. Det er ikke alltid tilfelle. Itelekommunikasjonsnett er for eksempel praktisk talt alle nettverkskost-nader faste og uavhengige av i hvilket omfang nettverket brukes. Dersomtilgangsavgiften settes lik eller svcert ncer null, kan etterspørselen etternettverkstjenester sprenge kapasiteten, iallfall i perioder. I slike tilfeller erdet optimalt å regulere etterspørselen gjennom å sette tilgangsavgiftenover de marginale driftskostnader.

Kapasitetsbegrensninger

Vi fortsetter analysen innenfor modelloppsettet i foregående del, men an-tar nå at samlet nettverkskapasitet er gitt ved R. Dersom kapasitetsskran-ken er bindende, slik at x(p) = er både konsum av sluttproduktet, konsu-mentenes velferd og markedsklareringspris bestemt. 7 Det gjenståendeproblem er da å fastsette tilgangsavgiften for å få kostnadseffektiv forde-ling av den nettverksbaserte produksjon mellom de to bedrifter. Som i fo-regående avsnitt forutsettes det at den vertikalt integrerte bedrift må til-fredsstille konkurrentens etterspørsel etter nettverkstilgang. Bedrift v'sproduksjon er dermed residualt bestemt som xv = i — xb, og dens over-skudd kan skrives

[P - c][X-xij + [t- clxb - q(X-x,) f, (6)

hvor xb = xb(p,t) er bedrift b's etterspørsel etter nettverkstilgang.Den optimale tilgangsavgift maksimerer samlet overskudd gitt at prisen

på sluttproduktet tilfredsstiller x(p) = )1, og er lik

6 Se Laffont og Tirole (1994, del 6) og Lewis og Sappington (1995).7 Som påpekt nedenfor i avsnittet om prisregulering, er denne situasjon lik det tilfelle at

prisen på sluttproduktet er fastsatt eksogent (av historiske eller andre grunner). Spesieltblir prisregelen (7) den samme.

275

tRw = C + [p-q,' -c] c) (7)

Tilgangsavgiften skal altså vcere lik summen av den marginale drifts-kostnad i nettverket og alternativkostnaden ved å redusere produksjonenav sluttproduktet i den vertikalt integrerte bedrift. Alternativkostnaden erden profitt den vertikalt integrerte bedrift kunne oppnådd ved selv å be-nytte en større del av nettverket til produksjon av nettverksbaserte tjenes-ter, og er lik profittmarginen, p-q v'-c. Profittmarginen er positiv dersomkapasitetskranken er bindende fordi markedsprisen på sluttproduktet daoverstiger de marginale produksjonskostnader. Dersom kapasitetsskran-ken ikke binder (slik som i foregående del), er prisen på sluttproduktet likmarginalkostnaden, dvs. p = qv '+c. Da er profittmarginen lik null. Regelenom marginalkostnadsprising kan derfor ses som et spesialtilfelle av (7), oggjelder når det er tilstrekkelig kapasitet i nettverket til å tilfredsstille all et-terspørsel som er villig til å betale en pris lik marginale driftskostnader.

Løsningen er illustrert i figur 1. Den horisontale akse måler nettverks-bruk, og lengden er lik den totale nettverkskapasitet, i (= x(p)). Bedrift b'snettverksbruk måles fra venstre akse, mens bedrift v's nettverksbruk ma-les fra høyre akse. Et gitt punkt på den horisontale akse angir dermed enfordeling av den totale nettverkskapasitet på de to bedrifter. På venstre,vertikale akse måles marginal brutto verdiskapning i bedrift b ved bruk avnettverket, som er lik markedspris på sluttproduktet fratrukket øvrige(marginale) kostnader; p-qb' • Under forutsetning av stigende marginal-kostnader i produksjonen (qb” > 0), er marginal brutto verdiskapning avta-gende med produksjonen av nettverksbaserte tjenester. Tilsvarende ermarginal brutto verdiskapning i bedrift v målt på høyre, vertikale akse(kurven faller derfor mot venstre). Overskuddet i bedrift i er gitt ved area-let mellom p-q'-kurven, den respektive vertikale akse, c-linjen og enloddrett linje korresponderende til allokeringen av nettverkskapasitet. Deter da klart at den optimale allokering av nettverkskapasitet — altså densom maksimerer samlet overskudd i bedriftene — er slik at marginal bruttoverdiskapning ved bruk av nettverket er lik i de to bedrifter. Dette oppnåsved fordelingen (xb ,x(p)-xb), slik det er angitt i figuren. Den tilgangsavgiftsom implementerer denne løsning, er gitt ved t p-qv ' = c + [p-qv'-c]. 8

8 Det tilfelle som ble analysert i forrige del, hvor kapasitetsskranken ikke er bindende, kanillustreres ved å la krysningspunktet for de to kurvene ligge lavere enn c.

276

Figur 1: Optimal allokering av nettverkskapasitet

Resultatet om at den optimale tilgangsavgift er lik maringalkostnaden iproduksjonen av den knappe innsatsfaktor pluss alternativkostnaden tilden vertikalt intregrerte bedrift omtales ofte som Baumol-Willig-regelen(Willig, 1979; Baumol, 1983; Baumol og Sidak, 1994a,b, 1995). 9 Regelensikrer at dersom bedriften som har monopolkontroll over faktoren er på-lagt' å tilfredssstille all etterspørsel, slipper eksterne aktører bare til der-som deres bruk representerer større verdiskapning enn monopolistensegen bruk. Dette oppnås ved å stille eksterne aktører overfor en tilgangs-avgift som reflekterer monopolistens verdiskapning.

Generalisering

I sin enkleste form (slik den er gitt i (7)) gjelder Baumol-Willig-regelenogså under mer generelle forutsetninger om produktdifferensiering og denvertikalt integrerte bedrifts kostnadsstruktur (kfr. diskusjonen i foregh-ende del). Regelen må imidlertid modifiseres i tilfeller medl°

9 Regelen omtales også som «the efficient component pricing rule», «principles of compe-titive parity» (Kahn og Taylor, 1994) og «the parity principle» (Tye, 1994).

1 0 Som påpekt i foregående del, må regelen også modifiseres i tilfeller med imperfekt konkur-ranse. Den gjelder heller ikke uten videre dersom antallet konkurrenter ikke er eksogentgitt, men avhenger av lønnsomheten i produksjonen av nettverksbaserte tjenester og der-med tilgangsavgiften (Laffont og Tirole, 1994, del 9; Armstrong og Vickers, 1995, del 4).

277

• omgåelsesmuligheter og/eller• teknologisk substitusjon.

Omgåelsesmuligheter innebcerer at bedrift b's behov for nettverkstil-gang ikke bare kan dekkes av den vertikalt integrerte bedrift, mens ogsåav andre (eventuelt ved b's egenproduksjon). En økning i tilgangsavgiftenvil da medføre en relativt sett større nedgang i b's etterspørsel etter nett-verkstilgang fra v enn i det tilfelle at det ikke finnes slike omgåelsesmu-ligheter. Tilsvarende er b's etterspørsel etter nettverkstilgang mer prisfol-som dersom slik tilgang helt eller delvis kan erstattes av andre innsatsfak-torer enn hvis det ikke finnes teknologiske substitusjonsmuligheter.

Dersom modellen ovenfor utvides for å ta hensyn til omgåelses- og sub-stitusjonsmuligheter, kan alternativkostnadsregelen mer generelt formule-res som

tBW = C 0 [P-q'c]. (8)

a kalles oreplasseringsraten» (eng. displacement ratio) og angir forholdetmellom endringen i bedrift v's produksjon av sluttproduktet og endringeni v's salg av nettverkstilgang til bedrift b når tilgangsavgiften endres mar-ginalt (Armstrong et al., 1996). Replasseringsraten kan skrives 6 =6bX6t,

hvor ab oppfanger mulighetene for omgåelse og at teknologiske substitu-sjonsmuligheter. 6b og ot er begge mindre enn eller lik 1 og mindre jostørre henholdsvis omgåelses- og substitusjonsmulighetene er. Andre leddi (8), som angir monopolistens profittap ved at bedrift b får utvidet tilgangtil nettverket, er derfor i allminelighet lavere enn monopolistens profitt-margin. Derfor blir den optimale tilgangsavgift lavere enn i eksempletmed ingen omgåelses- eller substitusjonsmuligheter."

Legg merke til at replasseringsraten avhenger av forhold tilknyttet be-drift b. Dersom det er flere eksterne bedrifter som ønsker tilgang til v'snettverk, skal de derfor som regel betale forskjellig tilgangsavgift. Spesi-elt skal avgiften vcere lavest for de bedrifter som har størst omgåelses- ogsub stitusj on smuligheter.

Alternativkostnaden ved å gi nettverkstilgang til eksterne aktører, a[p-qv'-c], representerer et uttrykk for verdien av å øke nettverkskapasiteten.

11 Se også Laffont og Tirole (1990) angående prisregulering når det finnes omgåelsesmulig-heter.

278

Anta at kostnadene ved en (marginal) kapasitetsutvidelse er gitt ved k'(i).En underliggende forutsetning for analysen i denne del er dermed at alter-nativkostnaden er lavere enn kostnadene ved å utvide kapasiteten, dvs.a[p-qv'-c] < k'( i ). Dersom alternativkostnaden overstiger kostnadene vedkapasitetsutvidelser, lønner det seg å investere i ny kapasitet opp til detpunkt hvor alternativkostnaden er lik marginale kapasitetskostnader. Iså-fall er vi tilbake til analysen i foregående del, hvor resultatet var at til-gangsavgiften skal voere lik marginalkostnaden i nettverket. Når kapasi-teten kan justeres, skal imidlertid marginalkostnaden også inkludere kapa-sitetskostnader, dvs. t = c + cs [p-qv '-c] = c + k'( ).

Prisregulering

Det har i denne del vcert forutsatt at total produksjon av nettverksbasertetjenester er begrenset som følge av kapasitetsskranker i nettverket. Der-som istedenfor sluttproduktprisen er regulert, vil produksjonen voere be-grenset av total etterspørsel, x(p- ), hvor 13 er den regulerte pris. En slik for-mulering gir tilsvarende resultater som ovenfor med hensyn til den opti-male tilgangsavgift. I dette tilfelle er imidlertid monopolistens profittapogså avhengig av i hvilken grad produktene er differensierte. Armstronget al. (1996) viser at i dette tilfelle kan replasseringsraten skrives G =Gdxabxat, hvor Gd oppfanger graden av produktdifferensiering. Når mo-nopolistens produksjon er begrenset av etterspørselen etter sluttproduktet,og ikke av kapasiteten i nettverket, vil etterspørselen rettet mot bedriftenfalle dersom konkurrentens produksjon øker. Fallet vil imidlertid vceremindre jo mer differensiert produktene er. En reduksjon i tilgangsavgiftenog den medfølgende økning i bedrift b's etterspørsel etter nettverkstilganghar derfor mindre innvirkning på den vertikalt integrerte bedrifts profitt jomer differensierte sluttproduktene er (se også Laffont og Tirole, 1994).

Armstrong et al. (1996) generaliserer sin modell til tilfeller med flereinnsatsfaktorer og produkter. Mange nettverksnaeringer er karakterisertved et stort omfang av nettverksbaserte tjenester, blant annet som følge avat nettverkstilgang kan gis på forskjellige nivåer. Armstrong et al. (1996)viser at Baumol-Willigs alternativkostnadsregel kan generaliseres ved atdet for hver type nettverkstilgang skal settes en tilgangsavgift som reflek-terer summen av marginalkostnaden og monopolistens alternativkostnad.

279

Alternativkostnaden avhenger av hvordan endring i en tilgangsavgift på-virker etterspørselen etter alle former for nettverkstilgang og alle de ulikenettverksbaserte tjenester som produseres av de forskjellige bedrifter. Deter ikke uten videre mulig å si noe om altemativkostnadens størrelse. Denavhenger dels av etterspørselen etter de ulike sluttprodukter og dels avmulighetene for bypass og substitusjon for de enkelte former for nettverks-tilknytning.

5. RAMSEY-BOITEUX-REGELEN

Monopolistens inntjening ved tilgangsavgift fastsatt etter B aumol-Willig-regelen, er ikke nødvendigvis tilstrekkelig til å sikre at driften går medoverskudd. Dersom det er store, faste kostnader i driften av nettverket (el-ler monopolbedriften er pålagt andre samfunnsmessige oppgaver, så somgenerelt forsyningsansvar), vil priser basert på variable kostnader typisklede til et bedriftsøkonomisk underskudd. En underliggende forutsetning ide to foregående kapitler er derfor at et eventuelt underskudd finansierespå annen måte.

Det er mulig å øke inntektene til den vertikalt integrerte bedrift ved åkombinere tilgangsavgifter med faste tilknytningsavgifter. Brukere avnettverket vil da dels betale et fast beløp for å bli tilknyttet nettverket ogdels betale etter omfanget av bruken. En ulempe ved slike todelte tarifferer at brukere med lav, samlet betalingsvilje kan skyves ut av markedetfordi de ikke finner det regningssvarende å betale den faste avgift. Todeltetariffer kan dessuten vcere vanskelige å implementere i tilfeller hvor enikke uten videre kan forhindre brukere fra å videreselge nettverkstilgangtil andre (som derved unngår å betale tilknytningsavgift til den vertikaltintegrerte bedrift). Analysen i dette kapitlet er relevant for de tilfeller hvordet ikke er mulig fullt ut å finansiere underskuddet i monopolvirksom-heten ved todelte (eller, mer generelt, ikke-linecere) tariffer.

Dersom underskuddet finansieres over offentlig budsjetter, påløper deten samfunnsøkonomisk omkostning, enten fordi det trekkes ressurser utav annen, offentlig virksomhet, eller fordi finansieringen skjer ved forvri-dende skatter. Vi skal i denne del se hvordan Baumol-Willig-regelen måmodifiseres for å ta hensyn til omkostninger forbundet med overføringereller subsidier.

280

Krav om kostnadsdekning

I mange tilfeller kreves det at regulerte bedrifter har en inntjening fra egendrift som er tilstrekkelig til å gi kostnadsdekning. Det kan enten skyldes atde samfunnsøkonomiske omkostninger ved subsidier oppfattes som ufor-holdsmessig store, eller at juridiske eller politiske bindinger forhindrerslike overføringer. Den såkalte Ramsey-Boiteux modell er den klassiskeanalyseramme for å studere optimal prisfastsettelse ved krav om kostnads-dekning (Ramsey, 1927; Boiteux, 1956). Nedenfor analyseres en variantav denne modell.

Vi skal fortsatt benytte det modelloppsett som ble presentert i foregå-ende del, men nå med en tilleggsbetingelse om at den vertikalt integrertebedrift ikke skal gå med tap; icv(p,t) ._. O. For enkelhets skyld ser vi på eteksempel med homogene produkter og ingen omgåelses- eller substitu-sjonsmuligheter. Resultatene kan generaliseres som i foregående del.

I det tilfelle hvor det ikke er kapasitetsbegrensninger i nettverket, og re-gulantens eneste virkemiddel er fastsettelse av tilgangsavgift, er den opti-male avgift gitt ved

tRB . c ±Xb+Xv—dc-ft

A ,

1+À axb axbsipat - ap dt

(9)

hvor dp/dt fremkommer ved implisitt derivasjon av markedsklareringsbe-tingelsen xb(p,t) + xv(p,t) = x(p). Ä, 0 er en «skyggepris» på tapsrestrik-sjonen. Den representerer et uttrykk for velferdstapet i sektoren ved at til-gangsavgiften økes for å sikre kostnadsdekning i den vertikalt integrertebedrift. Velferdstapet skyldes at produksjonen av sluttproduktet ikke erkostnadseffektiv. For å øke inntektene til den vertikalt integrerte bedrift,heves tilgangsavgiften over marginal driftskostnad. Dette øker inntektenefor bedrift v, dels ved høyere betaling fra bedrift b og dels ved at bedrift vovertar en større del av produksjonen av sluttproduktet. Dersom taps-restriksjonene ikke er bindende, er X, = 0 og vi er tilbake til analysen i del 3.

Selv om det er ledig kapasitet i nettverket, er altså hensynet til kost-nadsdekning en selvstendig begrunnelse for å heve tilgangsavgiften overmarginalkostnaden i nettverket. Dersom også kapasitetsrestriksjonen erbindende, er den optimale tilgangsavgift gitt ved

10- clb / (;)

P-qv/ v

I

ply'

281

A Xbt R8 = C + [p-q; --c] + ---- (> C 4- [13-q»c])

i +A -aXilat (10)

Løsningen er illustrert i figur 2. Ved å heve tilgangsavgiften fra tBW tiltRB , økes bedrift v's avgiftsinntekter med en størrelse lik differansen mel-lom arealet av det vertikalt skravert rektangel (høyere inntekt pga. høyereavgiftssats) og arealet av rektangelet som utgjøres av den mørke trekantog det horisontalt skraverte trapes (lavere inntekt pga. b's reduserte nett-verksbruk). Samtidig øker bedrift v's inntekter fra salg av sluttproduktetsom følge av at b reduserer sin produksjon, og at en større del av nettverks-kapasiteten dermed blir stilt til rådighet for v. Denne inntektsvekst er gittved arealet av det horisontalt skraverte trapes. Den vertikalt integrerte be-drifts inntektsøkning representerer delvis en overføring av inntekter mel-lom de to bedrifter. Den innebærer også en reduksjon av samlet overskuddsom følge av kostnadsineffektivitet. Velferdstapet er gitt ved arealet av deto rutete og mørke trekanter, og skyldes at på marginen produseres slutt-produktet til lavere netto gevinst (dvs. høyere omkostning) i bedrift v enni b.

Figur 2: Ramsey-Boiteux prising av nettverkstilgang

13-q b"

R

B

282

(10) gjelder i alle tilfeller hvor prisen på sluttproduktet avviker fra denvertikalt integrerte bedrifts marginalkostnader, dvs. p # qv'±c. Spesieltgjelder den for det tilfelle at myndighetene i tillegg til tilknytningsavgiftenogså kan regulere prisen på sluttproduktet. Armstrong et. al (1996) viser atsluttproduktprisen i alminnelighet skal settes høyere enn dersom en varvillig til å akseptere at den vertikalt integrerte bedrift går med tap. En hev-ning av sluttproduktprisen medfører et velferdstap fordi konsumet reduse-res, men gjør det samtidig mulig å redusere kostnadsineffektiviteten somfølger av en ineffisient produksjonsfordeling mellom de to bedrifter. I til-legg til betingelsen for optimal tilgangsavgift (10), får en dermed med tovirkemidler følgende betingelse som karakteriserer optimal sluttprodukt-pris: 12

RB A xp - c qv (›_ c + qv)+A -ax/ap

Ligning (10) identifiserer to grunner til å avvike fra kostnadsbaserte til-gangspriser: Konkurrentens bruk av nettverket fortrenger nettverksbasertverdiskapning i regi av den vertikalt integrerte bedrift. Dessuten villealminnelig forbruk bli fortrengt dersom monopolbedriftens egeninntje-ning var for lav og underskuddet måtte dekkes med overføringer. Verdienav fortrengt nettverksbasert produksjon reflekteres i monopolistens alter-nativkostnad, mens verdien av fortrengt alminnelig forbruk reflekteres ileddet som korresponderer til kravet om kostnadsdekning.

Omkostninger ved offentlige midler

Subsidiering over offentlige budsjetter medfører i alminnelighet sam-funnsøkonomiske omkostninger. For å avgjøre hvorvidt subsidiering erhensiktsmessig, må omkostningene inkluderes eksplisitt i analysen. Der-ved kan en foreta en avveining mellom velferdstapet ved ineffisient pro-duksjon i den subsidierte sektor og de omkostninger som påløper i andredeler av økonomien ved finansiering av subsidiebeløpet. De siste omtalesgjerne som omkostninger ved offentlige midler (eng. cost of government

12 (10) og (11) følger fra førsteordensbetingelsene for problemet med å maksimere konsu-mentenes og bedriftenes overskudd med hensyn på p og t under bibetingelsen om at be-drift v ikke skal gå med underskudd. I dette tilfelle er b's overskudd gitt ved (1) og v'soverskudd ved (6), hvor x(p) erstatter R.

283

funds), og er lik kostnader ved skatteinnkrevning tillagt effisienstap somfølger av de forvridninger i ressursbruken som beskatning gir opphav til.

Laffont og Tirole (1993, 1994b) antar at på marginen er omkostningeneved å øke offentlige budsjetter konstante og lik t. t angir altså innkrev-ningskostnader og effisientstap ved å fremskaffe én krone til dekning avunderskuddet i bedrift v. I modellen kan samlet overskudd i sektoren dauttrykkes som et veiet gjennomsnitt av konsumentenes og bedriftenesoverskudd. Konsumentoverskuddet og bedrift b's overskudd har vekter lik1, mens bedrift v's overskudd har vekt 1+11. 1-Fia uttrykker at verdien av åredusere underskuddet i den vertikalt integrerte bedrift, er lik reduksjonenav tapet i andre deler av økonomien som følge av en mindre overføring.

Med denne formulering får vi samme formel for den optimale tilgangs-avgift som i (8), men hvor la nå erstatter k Også i dette tilfelle er det opti-malt å heve avgiften over nivået som følger av Baumol-Willig-regelen.Det øker den vertikalt integrerte bedrifts overskudd, og reduserer dermedbehovet for kostbare overføringer. Hvor mye tilgangsavgiften skal avvikefra Baumol-Willig-regelen, avhenger av størrelsen på i. Generelt sett erdet ikke mulig å fastslå hvorvidt den vertikalt integrerte bedrift bør gåmed underskudd eller ikke. Dersom myndighetene kan inndra eventuelleoverskudd i bedriften, og omkostningene ved å fremskaffe offentligemidler i andre deler av økonomien er tilstrekkelige store, kan det vcereoptimalt å la bedriften gå med overskudd for å styrke de offentlige bud-sjetter. Det spesialtilfelle at 11/[1+14 = 1 korresponderende til en uendeligstor omkostning ved offentlige midler, slik at all vekt legges på den verti-kalt integrerte bedrifts overskudd og ingen vekt på konsumentenes ellerden andre bedrifts overskudd. I dette tilfelle er den optimale tilgangsavgiftlik den monopolistiske avgift, dvs. den avgift den vertikalt integrerte be-drift ville sette dersom den sto fritt til å maksimere sin profitt. I alminne -lighet skal derfor den regulerte tilgangsavgift settes lavere enn monopol-avgiften.

6. REGULERING UNDER ASYMMETRISK INFORMASJON

Som vi har sett i de foregående deler, kreves det omfattende informasjonom blant annet etterspørselsforhold og produksjonskostnader for å kunnefastsette optimale tilgangsavgifter. Dersom vi forlater den heroiske forut-

284

setning om full informasjon, oppstår det to typer problemer: For det forsteer det ikke mulig å unngå at de fastsatte tilgangsavgifter avviker fra de op-timale dersom det er mangelfull informasjon om relevante forhold. For detandre må reglene for fastsettelse av optimale tilgangsavgifter justeres der-som informasjonen er asymmetrisk fordelt mellom de regulerende myn-digheter og de regulerte bedrifter. I alminnelighet er myndighetene av-hengig av informasjon fra de bedrifter som reguleres. Dermed får bedrif-tene en mulighet til indirekte å påvirke reguleringsregimet gjennom deninformasjon de gir fra seg. Et optimalt reguleringsregime må utformes slikat det tar hensyn til slik strategisk adferd. Derfor må som regel tilgangsav-giftene justeres i forhold til det som er beskrevet i delene ovenfor.

Det er i de senere år vokst frem en omfattende litteratur om reguleringunder asymmetrisk informasjon. 13 Så langt har det vist seg vanskelig åetablere konkrete resultater med hensyn til hvordan reguleringsregimerbor utformes. Visse grunnprinsipper er allikevel fastslått. Her forklares dethvordan problemet er angrepet i litteraturen, og dernest refereres resultatersom antyder hvordan reglene for fastsettelse av tilgangsavgifter må juste-res for å ta hensyn til asymmetrisk informasjon.

Regulering av tilgangsavgifter under asymmetrisk informasjon er blantannet studert av Laffont og Tirole (1994) (se også Laffont og Tirole, 1993,del 5). Disse forfattere tenker seg at den vertikalt integrerte bedrifts om-kostninger dels avhenger av bedriftens egen innsats for å holde omkost-ningene nede og dels av (stokastiske) forhold utenfor bedriftens kontroll(så som tilgjengeligheten av ny teknologi og kvalitet på innsatsvarer ogpersonell). De regulerende myndigheter kan ikke observere betydningenav de utenforliggende forhold og heller ikke bedriftens egen innsats for `6_høyne effektiviteten. Sett fra myndighetenes synspunkt kan høye kostna-der derfor dels skyldes uheldige omstendigheter utenfor bedriftens kon-troll og dels manglende innsats for å holde produktiviteten oppe og kost-nadene nede.

To ytterpunkter for mulige reguleringsregimer er:

• Kostnadsdekning garanterer for bedriftens økonomisk resultat og girderfor ingen incentiver til kostnadsreduksjon.

13 Laffont og Tirole (1993) representerer den mest omfattende analyse og oversikt over lit-teraturen.

285

• Kostnadsuavhengige priser/inntekter gir gode effektivitetsincentiverfordi bedriften beholder hele gevinsten ved kostnadsreduksjoner. Påden annen side må prisene/inntektene settes så høyt at ikke bedriftentrekker seg ut ved uforutsette hendelser, noe som krever kostbare over-føringer over offentlige budsjetter.

I de fleste tilfeller vil det optimale reguleringsregime ligge et sted mel-lom disse ytterpunkter, slik at den regulerte bedrift kompenseres delvis,men ikke fullt ut, for kostnadsøkninger.

Det er ikke mulig på generelt grunnlag å angi hvorvidt incentivriktigepriser bør settes høyere eller lavere enn det som ville vcert optimalt der-som myndighetene hadde samme informasjon som bedriften. Laffont ogTirole (1994) påpeker at nivået på den optimale tilgangsavgift blant annetavhenger av

• den vertikalt integrerte bedrifts kostnadsstruktur,• observerbarheten av ulike kostnadselementer,• konkurrentenes nettverkstilknytning og• behovet for kapasitetsutvidelser.

Tilgangsavgiften bestemmer etterspørselen etter nettverkstilgang ogdermed den vertikalt integrerte bedrifts egenproduksjon av nettverks-basert tjenester (og eventuelt nettverkets størrelse). En endring av til-gangsavgiften, og dermed den vertikalt integrerte bedrifts produksjon,endrer derfor også (i) effekten av en gitt egeninnsats fra bedriftens side forå redusere (marginal)kostnadene og (ii) hvordan (marginal)kostnadene på-virkes av andre, utenforliggende forhold. Tilgangsavgiften bor setteshøyere dersom dette styrker (i) mer enn det øker (ii), fordi dette gir relativtsett sterkere incentiver til kostnadseffektivitet enn det øker bedriftensrisikoeksponering. Laffont og Tirole (1994) argumenterer for at kostnads-strukturen normalt er slik at den optimale tilgangsavgift skal settes høyerei tilfellet med asymmetrisk informasjon enn i tilfellet med symmetrisk in-formasjon. Det kan imidlertid ikke utelukkes at det motsatte er tilfelle, slikat den optimale tilgangsavgift ved asymmetrisk informasjon skal settesncermere de underliggende (marginal)kostnader enn det som følger avanalysen i de foregående deler.

286

Dersom den vertikalt integrerte bedrift og dens konkurrenter har behovfor samme type nettverkstilgang (eng. «common network»), kan ikke mo-nopolisten hevde at driften av nettverket er kostbart uten samtidig indi-rekte å opplyse om omkostningene ved å produsere sluttproduktet. Regu-lanten kan dermed oppdage monopolistisk prising av nettverkstilgang der-som den observerer at den vertikalt integrerte bedrift krever høy tilgangs-avgift men samtidig selger sitt eget sluttprodukt til en lav pris. Hvis deri-mot monopolisten og dens konkurrenter har forskjellig nettverkstilknyt-ning, eller monopolisten er avhengig av å utvide kapasiteten for å gi kon-kurrentene tilgang, er det vanskeligere å oppdage hvorvidt den integrertebedrift overdriver omkostningene ved nettverkstilgang. Isolert sett betyrdette at incentivene til kostnadsreduksjon må vcere sterkere når bedriftenog dens konkurrenter ikke benytter samme type nettverkstilgang eller ka-pasitetsutvidelser er nødvendige. 14

8. KONKLUSJON

Fastsettelse av optimale tilgangsavgifter er komplisert og kan ikke baserespå kostnader tilknyttet den essensielle innsatsfaktor alene. Det grunnleg-gende prinsipp er at brukeren skal mote en pris som reflekterer den kost-nad eller ulempe som påføres andre. Problemet består derfor i å identifi-sere og kvantifisere relevante kostnader. Det innebcerer at en må ta hensyntil en rekke faktorer, så som kostnadsstrukturen i nettverksbasert produk-sjon, etterspørselsforhold, konkurransegrad og regulerende myndighetersinformasjonstilgang.

I det enkleste tilfelle, hvor det ikke er andre problemer forbundet med aregulere eller å finansiere virksomhet i nceringen, bor nettverkskapasitetenallokeres til de mest verdifulle anvendelser. Hvis den vertikalt integrertebedrift må tilfredsstille all etterspørsel etter nettverkskapasitet, skal etter-sporreme stilles overfor en tilgangsavgift som reflekterer verdien av denvertikalt integrerte bedrifts egenproduksjon av nettverksbaserte tjenester.Tilgangsavgiften skal dermed fastsettes etter den såkalte Baumol-Willigregel:

14 De Fraja (1995) viser at det kan vcere ønskelig å stimulere til konkurranse gjennom en lavtilgangspris for derved å redusere den vertikalt integrerte bedrifts produksjonsomfang ogmulighet til å forskyve kostnader mellom aktiviteter.

287

optimal tilgangsavgift = direkte kostnader i drift av nettverket+ alternativkostnaden ved å gi eksterne aktører nettverkstilgang

Som diskutert i del 4, er denne regel ekvivalent med marginalkostnads-prising dersom det er tilstrekkelig kapasitet i nettverket. Isåfall konkurre-res det ikke om knapp kapasitet, og alle aktører som er villige til å betalede marginale driftskostnader, bør gis tilgang. Er det derimot utilstrekkeligkapasitet, skal avgiften settes høyere for å sikre tilgang bare for de mestverdifulle anvendelser. Det samme gjelder dersom monopolbedriftens pri-ser på nettverksbaserte tjenester av andre grunner overstiger marginalkost-nadene i produksjonen av disse tjenester (f.eks. på grunn av prisregule-ring). Allokeringen mellom eksterne og interne anvendelser optimaliseresnår den tilgangsavgift som eksterne aktører stilles overfor, reflektere (mar-ginal)verdien av interne anvendelser.

Dersom den vertikalt integrerte bedrift og dens konkurrenter produsererhomogene nettverkstjenester, og det dessuten ikke finnes omgåelses- ellersubstitusjonsmuligheter i forhold til nettverket, er alternativkostnaden vedå gi eksterne aktører nettverkstilgang lik den vertikalt integrerte bedriftsprofittmargin på nettverksbaserte tjenester. Dersom produktene er diffe-rensierte, nettverkstilgang kan gis på forskjellige nivåer og etter forskjel-lige kvaliteter, eller det finnes omgåelses- eller substitusjonsmuligheter, eralternativkostnaden mer komplisert å beregne og vil avhenge av både et-terspørselsforhold og produksjonsteknologi. Under relativt generelle for-utsetninger er imidlertid alternativkostnaden lavere enn den vertikalt inte-grerte bedrifts profittmargin.

Baumol-Willig-regelen må korrigeres dersom det er nødvendig enten å

• øke monopolbedriftens egeninntjening,• styrke monopolbedriftens incentiver til kostnadseffektiv drift, eller• motvirke etableringsbarrierer og fremme nyetableringer og innovasjon

i noeringen.

Nettverk som telekommunikasjon, kraftforsyning og transport er somregel karakterisert ved store faste kostnader. Inntektene fra tilgangsavgif-ter som i hovedsak reflekterer de variable kostnader i nettverket, er der-med ikke tilstrekkelige til å sikre kostnadsdekning. For å øke inntjeningenog bidra til dekning av de faste omkostninger, kan det derfor vcere opti-malt å sette tilgangsavgiften høyere enn det som følger av Baumol-Willig-regelen.

288

Det er mer usikkert hvordan reguleringsmessige hensyn påvirker denoptimale tilgangsavgift. Som regel har de regulerende myndigheter et in-formasjonsmessig handicap i forhold til de regulerte bedrifter. Regulantener derfor henvist til å basere regulering av tilgangsavgiftene på informa-sjon fra de involverte bedrifter, noe som gir disse bedrifter et motiv til åutnytte sin informasjonsfordel strategisk. Det er imidlertid ikke utenvidere enkelt å fastslå hvorvidt tilgangsavgiften bør settes lavere ellerhøyere enn i tilfellet med symmetrisk informasjon.

Det er heller ikke enkelt å fastslå hvordan hensynet til den mer langsik-tige utvikling av nceringen skal ivaretas. På den ene side vil en høy til-gangsavgift styrke monopolbedriftens økonomi og dermed mulighetene tilutbygging og utvikling av nettverket. På den annen side kan høye til-gangsavgifter forhindre eller forsinke utviklingen av ny, nettverksbasertvirksomhet. Det kan synes som om de dynamiske hensyn potensielt erslarrt viktige, scerlig i innovative nceringer som telekommunikasjon. Pådette punkt har imidlertid den eksisterende litteratur om samfunnsøkono-misk optimale tilgangsavgifter relativt lite å bidra med. 15

15 Se Grout (1996) for en diskusjon med utgangspunkt i utviklingen i telekommunikasjons-markedene i EU. Kahn og Taylor (1994, del III) presenterer argumenter mot å la dyna-miske hensyn påvirke fastsettelsen av tilgangsavgifter.

289

Litteratur:Armstrong, Mark, Simon Cowan og John S. Vickers (1994): Regulatory Reform: Economic

Analysis and British Experience, The MIT Press, Cambridge, Mass.Armstrong, Mark, Chris Doyle og John S. Vickers (1996): «The access pricing problem: a

synthesis», The Journal of Industrial Economics, XLIV (2), 131-150.Armstrong, Mark og John S. Vickers (1995): «The access pricing problem», Discussion pa-

per in economics and econometrics no. 9506, Institute of Economics and Statistics,University of Oxford.

Baumol, William J. (1983): «Some subtle issues in railroad regulation», International Jour-nal of Transport Economics, 10, 341-355.

Baumol, William J. og J. Gregory Sidak (1994a): Towards Competition in Local Telephony,Cambridge, The MIT Press, Cambridge, Mass.

Baumol, William J. og J. Gregory Sidak (1994b): «The pricing of inputs sold to competi-tors», The Yale Journal on Regulation,11, 171-202.

Baumol, William J. og J. Gregory Sidak (1995): «The pricing of inputs sold to competitors:Rejoinder and epilogue», The Yale Journal on Regulation, 12, 177-186.

Boiteux, M. (1956): «Sur la gestion des monopoles publics astreints à l'équilibre budgé-taire», Econometrica, 24, 22-40.

Cave, Martin og Chris Doyle (1994): «Access pricing in network utilities in theory and prac-tice», Utilities Policy, 4, 181-189.

De Fraja, Gianni (1995): «Regulation and access pricing with asymmetric information», Dis-cussion Paper no 1122, Centre for Economic Policy Research, London.

Grout, Paul A. (1996): «Promoting the superhighway: telecommunications regulation in Eu-rope», Economic Policy, 22, 111-154.

Kahn, Alfred E. og William E. Taylor (1994): «The pricing of inputs sold to competitors: acomment», The Yale Journal on Regulation, 11, 225-240.

Laffont, Jean-Jacques og Jean Tirole (1990): «Optimal bypass and cream skimming», TheAmerican Economic Review, 80 (5), 1042-1061.

Laffont, Jean-Jacques og Jean Tirole (1993): A Theory of Incentives in Procurement and Re-gulation, The MIT Press, Cambrigde, Mass.

Laffont, Jean-Jacques og Jean Tirole (1994): «Access pricing and competition», EuropeanEconomic Review, 38 (9), 1673-1710.

Lewis, Tracy R. Og David E. Sappington (1995): «Access pricing and industry architec-ture», Working paper 95-96-14, Department of Economics, University of Florida.

Privy Council (1994): Judgement of the Lords of the Judicial Committee of the Privy Coun-cil, 19th October 1994, Privy Council, London.

Ramsey, F. (1927): «A contribution to the theory of taxation», Economic Journal, 37, 47-61.Tye, William B. (1994): «The pricing of inputs sold to competitors: a response», The Yale

Journal on Regulation, 11, 203-224.Vickers, John S. (1995): «Competition and regulation in vertically related markets», The Re-

view of Economic Studies, 62 (1), 1-17.Willig, Robert D. (1979): «The theory of network access pricing», i H. M. Trebing (red.), Is-

sues in Public tility Regulation, Michigan State University Public Utilities Papers.

ProfessorWilhelm Keilhau's Minnefond

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

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

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

Skriftlig søknad sendes til

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

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 110 (1996), 291-318

POTENSIELL ETTERSPØRSEL ETTERALTERNATIV BILTEKNOLOGI:

EN ØKONOMETRISK ANALYSE BASERT PÅINTERVJUDATA

av John K. Dagsvik og Rolf Aabergel

I denne artikkelen har vi, med utgangspunkt i nyere teorier for kvalitativvalghandling, diskutert økonometrisk modellering av data som er utfall avaktørers rangering. Denne typen data er typiske for intervjuundersøkelsersom tar sikte på å kartlegge preferanser for produkter som ennå bare fore-ligger som prototyper eller er på planleggingsstadiet. Vi har videre disku-tert en empirisk anvendelse der siktemålet er å anslå potensiell etterspør-sel etter alternativ bilteknologi. Blant annet finner vi at den estimerte mo-dellen er i stand til å predikere individenes valg under andre valgbetingel-ser enn de som lå til grunn for data som ble brukt under estimeringen.Dette tyder på at det er stor grad av rasjonell atferd blant individene i ut-valget.

Vi har videre demonstrert hvordan den estimerte modellen kan benyttestil å beregne ulike typer elastisiteter og til å analysere fordelingen av kom-pensert variasjon og betalingsvillighet i befolkningen. Resultatene viserblant annet at kvinnene er mer positivt innstilt til miljøvennlige teknolo-gier enn menn. For eksempel vil kvinner under 50 år (i gjennomsnitt) fore-trekke en elektrisk bil framfor en bensinbil, selv om innkjøpsprisen er opptil 32 000 kroner dyrere.

1. INNLEDNING

Mikroøkonomiske analyser av etterpørsel etter produkter som er ikke-ek-sisterende eller bare i beskjeden grad eksisterer i markedet, stiller forske-ren ovenfor nye utfordringer med hensyn til økonometrisk metode og opp-legg for innsamling av data. Tradisjonelt er økonomer vant til å benyttedata basert på husholdningers realiserte valg som grunnlag for å utføreempiriske analyser. Når det gjelder produkter som høyst eksisterer somprototyper i markedet, er naturligvis dette bare i begrenset grad mulig.

Vi vil takke Anne Skoglund for skrive- og redigeringsarbeid, og redaktøren og to konsu-lenter for nyttige kommentarer.

292

I denne artikkelen skal vi diskutere et teoretisk og metodisk opplegg foranalyse av denne type problemstillinger belyst ved en empirisk analyse avpotensiell etterspørsel etter alternativ bilteknologi, jfr. Dagsvik et al.(1996).

I de senere årene har det vært en økende interesse blant bilfabrikantenefor å utvikle biler som kan bruke alternative drivstoffkilder (alternativ bil-teknologi), slik som elektrisitet, gass og en kombinasjon av bensin ogelektrisitet (hybrid). Grunnene til dette er den økende forurensningen somfOlger med bensin/dieseldrevne biler, og erkjennelsen av at verdens olje-ressurser er begrensede. Det er derfor av interesse å anslå potensiell etter-spørsel etter denne typen produkter, og studere hvordan etterspørselen av-henger av sentrale kjennetegn som innkjøpspris, drivstoffpris, osv.

For å analysere konsumentenes potensielle etterspørsel benyttes gjerneden såkalte «uttrykte preferanser»-metoden. Denne metoden har som sik-temål å avsløre preferansene til aktørene på grunnlag av intervjudata,mens tradisjonelle etterspørselsanalyser er basert på data for observert at-ferd. «Uttrykte preferanser»-metoden kjennetegnes ved at individer blirpresentert for et sett hypotetiske produkter som er karakterisert ved spesi-fiserte kjennetegn, og de blir spurt om å rangere disse alternativene, even-tuelt bare å velge det beste. Slike eksperimenter har visse fordeler framformarkedsdata: For det første kan et detaljert design av produktet bli presen-tert for konsumenten med henblikk på å oppnå informasjon om deresholdninger og smak for produktet, i motsetning til markedsdata der detikke alltid er klart hvilke sett av attributter ulike konsumentgrupper stårovenfor, eller tar hensyn til. For det andre kan en oppnå mer informasjonmed «uttrykte preferanser»-metoden siden en kan spørre intervjuobjek-tene flere ganger eller be intervjuobjektene om å rangere et sett av spesifi-serte produkter i følge de respektive individenes preferanser. På den andresiden kan det være en ulempe med hypotetiske valgeksperimenter da detikke er opplagt at konsumentene vil oppføre seg på en like «realistisk»måte i hypotetiske som i reelle valgsituasjoner. For produkter som ennåikke finnes i markedet har en imidlertid ingen annen utvei enn å benyttehypotetiske valgeksperimenter for å oppnå informasjon om konsumente-nes preferanser. For en ytterligere beskrivelse og diskusjon av ulike aspek-ter ved denne metoden viser vi til Fridström (1992).

Det produktet som analyseres her (biler drevet med alternative driv-stoff) har foreløpig ikke blitt utviklet i tilstrekkelig grad til at det framstår

293

som fullt konkurransedyktig i markedet. For eksempel medfører dagensbatteriteknologi at det er nødvendig med hyppig oppladning. Videre er in-frastrukturen for vedlikehold, reparasjon og etterfyllling av drivstoff så ogsi utelukkende basert på konvensjonelle biltyper, dvs. bensin og diesel-biler.

I den empiriske analysen tar vi utgangspunkt i data innsamlet ved «ut-trykte preferanser»-metoden der kjennetegnene (attributtene) ved de ulikebilteknologiene er innkjøpspris, drivstoffpris, kjørelengde for etterfyllingav drivstoff, og maksimal hastighet. Selv om summarisk statistikk basertpå data innsamlet ved denne metoden gir noe informasjon, er det likevelvanskelig å få et presist bilde av fordelingen av konsumentenes preferan-ser. En viktig grunn til dette er at eksperimentutformingen er komplisert iog med at valgbetingelsene varierer fra eksperiment (person) til eksperi-ment (person), der hvert eksperiment er beskrevet ved vektorer av attribut-ter. For å være i stand til å gå mer grundig til verks i analyser av denne ty-pen, er det derfor nødvendig å etablere en atferdsmodell som gjør oss istand til å identifsere strukturelle parametre som beskriver fordelingen avkonsumentenes preferanser. For dette formal tar vi her utgangspunkt i teo-rien for valg mellom kvalitative (diskrete) alternativer, hvorfra det avledesog formuleres en økonometrisk valghandlingsmodell. En slik modell girvidere interessante muligheter til å utføre ulike politikkeksperimenter. Enkan for eksempel beregne elastisiteter mhp. priser og andre attributter.Videre kan en beregne mål for kompensert variasjon. Med dette menes aten kan besvare følgende type spørsmål: hvor mye må f.eks. innkjøps-prisen økes/reduseres (for den enkelte konsument) for at en alternativ bil-teknologi skal ha samme nytte, ceteris paribus, som en konvensjonell bil-type?.

De modellene som diskuteres her er bl. a. av typen ordnete logitmodel-ler, og det teoretiske grunnlaget for disse ble først diskutert i arbeider avbl. andre Luce (1959), Block og Marschak (1960). Senere har Beggs et al.(1981) videreutviklet disse med henblikk på empirisk analyse av etter-sporsel etter elektriske biler. Andre arbeider innen dette feltet er Train(1980), Hensher (1982), Calfee (1985), Bunch et, al. (1991), og Golob etal. (1991).

I korte trekk er utgangspunktet for denne teorien følgende: Individet(aktøren) forutsettes å ha preferanser over kjennetegn knyttet til alternati-

294

vene (i denne sammenheng bil-alternativer). Noen av disse kjennetegnenekan være uobservert av forskeren mens de er kjente for aktøren. Aktørenspreferanser over alternativer er representert ved en individuell nyttefunk-sjon (som ikke er observerbar), men som avhenger av de observerbarekjennetegnene ved alternativene. Det forutsettes at aktøren vil rangere al-ternativene som presenteres i hvert eksperiment i følge sine preferanser.Mens økonomisk teori vanligvis forutsetter perfekt rasjonalitet (konsis-tens) i den forstand at aktøren vil foreta de samme valg i forskjellige valg-eksperimenter under identiske valgbetingelser, åpner denne teoritradisjo-nen for muligheten av inkonsistens. Dette er motivert med: 1) at persep-sjon — og smak — kan variere fra ett øyeblikk til den neste, 2) aktøren harvanskeligheter med å evaluere den presise verdien (for han/henne) av deforeliggende alternativer. Dette betyr altså at aktøren kan komme til åvelge ulike alternativer i forskjellige valgsituasjoner med identiske ram-mebetingelser. I tillegg kommer det problemet at forskeren som regel ikkeobserverer alle relevante variable som aktøren kjenner — og tar hensyn til.Siden det er rimelig å anta at aktørene har problemer med å vurdere ver--dien (nytten) av bil-alternativer som foreløpig er rent eller delvis hypote-tiske, vil det i tilknytning til dette prosjektet være relevant å basere analy-sen på stokastisk nytteteori.

I denne artikkelen vil vi starte med å diskutere noen teoretiske aspekterved stokastiske nyttemodeller som vi tror ikke er alment kjente, og somikke er beskrevet i standard lærebøker og oversiktsartikler på feltet, jfr.Ben-Akiva og Lerman (1985), og Train (1985). Dernest vil vi beskriveden aktuelle intervjuundersøkelsen i kapittel tre, og i kapittel fire vil vipresentere ulike empiriske modellutforminger, samt tilhørende estime-ringsresultater. I siste kapittel diskuteres noen utvalgte politikk-eksperi-menter. Blant annet har vi beregnet elastisiteter m.h.p. innkjøpspris, og be-talingsvillighet for alternative bilteknologier.

2. STOKASTISKE VALGMODELLER FOR RANGERING

Som nevnt ovenfor er tradisjonell mikroteori deterministisk i den forstandat aktørene er forutsatt å være perfekt rasjonelle, dvs. deres preferanser erforutsatt å tilfredstille et sett av regularitetsbetingelser slik som transitivi-tet, kontinuitet, osv. Denne tradisjonen ser ut til å ha et solid grep om øko-

295

nomi-profesjonen på tross av en etterhvert omfattende dokumentasjonsom tyder på at aktører ikke er rasjonelle i følge lærebokdefinisjonen.Med andre ord tyder empiren på at aktører ofte har vanskeligheter med 6.evaluere presist verdien av de ulike tilgjengelige alternativene, og at pre-feransene er befengt med «støy» som medfører at de kan skifte fra et øye-blikk til det neste, jfr. Quandt (1956). Innen psykologifaget derimot, haren lenge vært opptatt av dette problemet (se for eksempel Tversky, 1969).Allerede Thurstone (1927) fant under såkalte laboratorie-eksperimentermed studenter at individene i betydelig grad gjorde ulike valg under iden-tiske valgbetingelser, dvs. deres oppførsel syntes å være inkonsistent.Thurstone foreslo å representere verdien av alternativene (i sett med et en-delig antall alternativer) med nyttefunksjoner som var normalfordelte sto-kastiske variable. Senere har Luce, McFadden og en rekke andre utvikletvalgmodeller som er konsistente med maksimering av stokastiske nytte-funksjoner, se for eksempel Luce (1959), McFadden (1981), Luce (1977),Suppes et al. (1989). Det mest berømte bidraget innen dette feltet er utvil-som gitt av Luce (1959) hvor han foreslo sitt valgaksiom : «uavhengighetfra irrelevante alternativer», (IIA)2 . IIA-antakelsen kan sies å være en sto-kastisk formulering av rasjonalitet i følgende løselige forstand: mens aktø-ren i hvert eksperiment tillates å gjøre valg som er inkonsistente, forutset-tes aktørene i gjennomsnitt over et stort antall eksperimenter å foreta kon-sistente valg. Nedenfor skal vi gi en mer presis definisjon av hva dette be-tyr i vår sammenheng.

Stokastiske modeller for rangering av alternativer ble først introdusertav Luce (1959) og Block og Marschak (1960). De innførte en versjon avlIA i en situasjon hvor aktører foretar en komplett rangering av alle til-gjengelige alternativer. Dette leder i sin tur til Luce-modellen for rangertedata, som også kalles den ordnede logit modellen.

La S betegne universet av alternativer og la pc (P1' p2 ,...), betegnerangeringsrekkefølgen av alternativer i en endelig mengde, dvs. C c S,dvs. p er indeksen til det høyest rangerte alternative, p2 det nest høyestrangerte, osv. Vi sier at rangeringsannsynlighetene utgjør en stokastisknyttemodell dersom

P(pc) = P (U(p, )> > U(P m (2.1)

2 Vi gjør oppmerksom på at dette aksiomet ikke er identisk med IIA-formuleringer innenforteorier for valg under usikkerhet.

k€C IceC

P(p)= a(p1) *2) a(Pm-i

c E a(k) E a(k)" • a(p._,)+a(p.(2.3)

296

der Uj, j=1,2,..., er stokastiske variable. Det empiriske motstykke til dennesannsynligheten er andelen av totalt antall eksperimenter der aktøren fore-tar rangeringen pc . Alternativt kan sannsynligheten tolkes om andelenpersoner i en homogen populasjon som foretar rangeringen pc . Dette ernaturligvis bare en formell måte å uttrykke at aktørene rangerer alternati-vene i overenstemmelse med fallende nytte. La videre Pc(j) betegne sann-synligheten for at j er det foretrukne alternativ i mengden C. Det empi-riske motstykket til denne sannsynligheten er andelen personer som velgeralternativ j fra C. Tilsvarende tolkning på individnivå er som ovenfor.

Definisjon av IIA for rangeringseksperimenter

Rangeringssannsynlighetene tilfredsstiller IIA hvis og bare hvis, for hverCc S,

P(Pc)= Pc(Pi qp,}(P2)—P(P.A.P.} (Pm- i )• (2.2)

Tolkningen av denne definisjonen er at aktøren foretar rangering i følgeIIA dersom han først velger alternativ Pl fra C, dernest p 2 fra C \ { p 1 },osv. Et teoretisk hovedpoeng her er at aktøren på hvert trinn betrakteralternativene som allerede er rangert i forutgående trinn som «irrele-vante». Med andre ord foretar aktøren på hvert trinn et valg fra C minusforutgående rangerte alternativer, som om dette settet var den «opprinne-lige» valgmengden.Block og Marschak (1960) har vist at dersom rangeringsannsynlighetene

er konsistente med en stokastisk nyttemodell, og i tillegg TJA (definert ved(2.2)) holder, da eksisterer det positive skalarer a(j), j = 1,2,..., som er en-tydige på multiplikasjon av en konstant nær, slik at rangeringsannsynlig-hetene kan skrives som

I spesialtilfellet hvor C består av bare tre alternativer, C = { 1,2,3}får vieksempelvis at

297

42) a(3) P(2,3,1) =•a(1) + 42) + a(3) a(1) + a(3) (2.4)

Det kan videre vises at det eksisterer en entydig korrespondanse mel-lom strukturen (2.3) og en klasse av stokastiske nyttefunksjoner. Yellott(1977) har vist at dersom nyttefunksjonen har formen Ui + Ei, der Uirepresenterer nytten ved alternativ j, Vi er en deterministisk komponent ogE er uavhengige og identisk fordelte stokastiske variable med fordelings-funksjon som ikke avhenger av V-ene, da holder (2.3) hvis og bare hvis

P y) exp(—exp(—ay)), (2.5)

og

vi = a log a( j) (2.6)

der a er en vilkårlig positiv konstant, som kan settes lik én uten tap av ge-neralitet. Som vi har sett i framstillingen ovenfor, så er det et tiltalendetrekk ved denne teorien så langt at den ikke baserer seg på ad hoc forutset-ninger om nyttefunksjonens form. Det at vi faktisk entydig kan bestemmeklassen av stokastiske nyttefunksjoner som er konsistente med IIA er avmindre interesse i vår sammenheng. Selv om vi får mye struktur på mo-dellen fra forutsetningene ovenfor, gjenstår det imidlertid å gi en empiriskspesifikasjon av den systematiske delen av nyttefunksjonen, nemlig {Vi },for en kan gå i gang med modell-estimering. Det skal vi komme tilbake tili avsnitt 5.

3. STOKASTISKE NYTTEMODELLER MED NYTTEFUNKSJO-NER SOM ER KORRELERTE OVER EKSPERIMENTER

Når et utvalg av personer blir utsatt for en rekke forskjellige eksperimen-ter (slik som i de foreliggende eksperimentseriene), oppstår problemetmed «minne-effekt», eller smaksavhengighet i preferansene. Mer presistmenes det med dette at nyttene av et alternativ kan were mer eller mindrekorrelerte over eksperimenter selv om de observerbare attributtene er for-

5 - NOT

298

skjellige. En psykologisk grunn til dette kan være at en aktørs sinnstil-stand og persepsjons-kapasitet varierer mer eller mindre langsomt over«tid» (eksperiment), hvilket kan medføre at preferanse-evalueringer i toetterfølgende eksperimenter vil være sterkere korrelerte enn preferanse-evalueringer i ekperimenter som er mer «fjernt» i tid.

I dette avsnittet vil vi beskrive en utvidelse av modellen ovenfor somtillater de stokastiske komponentene i nyttefunksjonen å være korrelerteover tid, motivert ut fra argumentene ovenfor. Denne utvidelsen er basertpå Dagsvik (1983, 1988, 1996a). La Ui(t) betegne aktørens nytte av alter-nativ j ved «tidspunkt» (eksperiment) t. Vi vil nå anta at U(t), t = 1,2,...;j E S er stokastiske prosesser i diskret tid, hvor Ui(t), for hvert tidspunkt t,er uavhengige og har sannsynlighetsfordeling gitt ved (2.5). Nærmere be-stemt vil vi nå anta at de stokastiske nytteprosessene oppdateres ifølge re-kursj onslikningen

U i (t)= max (I_J j (t — 0,Vj (t)+E )(0), (3.1)

der Uj (0) = — oa, 9 > 0 er en parameter som måler graden av positiv auto-korrelasjon i nytteprosessene, Vi (t) er en parametrisk funksjon av attribut-ter som kjennetegner alternativ j ved tidspunkt t, og OW, t = 1,2,..., j E Ser uavhengige og identisk fordelte variable som har fordeling gitt ved(2.5) (med a = 1). Vi ser at når e er svært stor vil nyttefunksjonen (3.1) hasamme form som i avsnitt 2. En stokastisk prosess som har formen (3.1)kalles en ekstremalprosess i statistisk litteratur. I Dagsvik (1996a) visesdet at antakelsen (3.1) kombinert med (2.5) kan begrunnes ut fra en utvi-delse av IIA. Løst sagt kan denne versjonen av IIA beskrives som følger:Betrakt spesialtilfellet hvor valgmengdene ved tidligere tidspunkt var like,dvs. konstante over tid, men at valgmengden ved det nåværende tidspunktutvides til å omfatte alternativer som aldri har vært tilgjengelige tidligere.Den intertemporære versjonen av IIA sier da at sannsynligheten for åvelge et alternativ blant de nye alternativene gitt tidligere valg, er uav-hengig av tidligere valg. Intuisjonen er at selv om tidligere valg gir infor-masjon om preferansestrukturen for de alternativene som var tilgjengeligetidligere, gir disse valgene ingen informasjon om nytteverdien til de nyealternativene. Dersom preferansene ikke blir påvirket av tidligere valg, vilderfor tidligere valg ikke representere informasjon som er relevant for

299

valget av et nytt alternativ på det nåværende tidspunkt. Det er forutsatt atden intertemporgere versjonen av IIA kun skal holde dersom preferanseneikke påvirkes av aktørens erfaringer med sine valg.

Det kan være instruktivt å belyse noen av implikasjonene fra (3.1). DetfOlger fra (3.1) at

Ui (0 = trgx (V0i ( — (t — r) 0 -i- EMI)

som sammen med fordelingsforutsetningen (2.5) medfører at

exp (E U j (0) = E exp (Vi (0 — (t — 00).1=1

Likning (3.3) viser at O er analog til en parameter som måler preferanse-rate-intensiteten. Nærmere bestemt er bidraget fra nyttekomponenten iperiode r lik Vj(r) multiplisert med «depresieringsfaktoren»exp(— (t — 00). Denne depresieringsfaktoren fanger opp effekten av atstokastiske smaksvariable i det aktuelle eksperimentet er stokastisk av-hengig av tidligere verdier på disse variablene. Det kan videre vises at (seDagsvik, 1983)

Korr (U j (s), U J (t )) = f (exp (EI.J i (s) — EU j (0 — (t — 00)) (3.4)

for s < t, der f(.) er en positiv voksende funksjon som ikke avhenger avnyttefunksjonen, og slik at f(0) = 0, og f(1) = 1. (Det følger fra (3.3) at ar-gumentet i funksjonen f(S) i (3.4) er mindre eller lik én.) For å forenkletolkningen la oss et øyeblikk betrakte spesialtilfellet der V i(t) er konstant it. I dette tilfellet reduserer (3.4) seg til f(exp (—(t — s)0», når s og t erstore. Vi ser av dette utrykket at når O er stor er korrelasjonen liten, mensnår O er nær null er korrelasjonen nær en.

Fra (3.1) følger det naturligvis at valgene ved ulike tidspunkter blir kor-relerte. I Dagsvik (1988) er det vist at valgprossessen {J(t), t > 01 definertved

J(t) = j •:. U ., (t) = max k U k (0(3.5)

(3.2)

(3.3)

300

er en Markovkjede. 3 Videre kan det vises (jfr. Dagsvik, 1988 og 1996a) attilstands-og overgangsannsynlighetene er gitt ved

if exp(Vj (r)—(t — 00)Pj (t) :.---- P WO = j) — r=1 t

/ eXp(Vk (r)—(t — 00)keC r.1

(3.6)

for t ?_1, j E C,

Q ijt — 1,0 F--' P0(0= il JO — 1)=i) =

forj#i,t.2, i,je C,og

exp(Vi (t))ty, E exp(Vk (r)—(t — 00)

keC r=I/

(3.7)

Q i (t — 1, t) E----. P OW = i I JO — 0= i) =1 -- 1 Q ik (t — 1, t) (3 . 8)keC \ { i}

for t .?_. 2. Videre er de betingete overgangssannsynlighetene, gitt at over-gang finner sted, lik

n ij (t — 1,t) P(.1(t)--. ji JO — 0= i,J(t)# i) —exp (Vi (0)

I exp (vk (0) (3.9)keC 101

for i # j, i, j E C, t __ 2.Formlene overfor gjor det mulig å analysere data der bare førstevalget

er rapportert. For å analysere data for komplette rangeringseksperimentertrenger vi de motsvarende valgsannsynlighetene. Dessverre er formen pådisse sannsynlighetene ikke kjent; det er fremdeles et uløst problem å ut-lede disse analytisk med basis i (3.1).

3 Selv om nytteprosessen (3.1) har Markov-egenskapen følger det ikke av dette i seg selv atvalgprosessen {J(t), t>0] har Markov-egenskapen. For eksempel vil en første-ordens auto-regressiv nytteprosess med normalfordelte restledd ikke medføre at den tilhørende valg-prosessen har Markov-egenskapen.

301

Når de systematiske komponentene { Vj(t)} er tidskonstante reduserer(3.6), (3.7) og (3.8) seg til

exp(Vj)P(t)=P =

exp (vk )'k€C

(3.10)

for i j, og

Q ,j (t -- 1, t) Q ij(i--e

1 — e -e`(3.11)

Q ii — 1, = Q = 1—e-e

Pi . (3.12)

Fra (3.11) og (3.12) ser vi at når O —> 0. dvs. når restleddene i nyttefunk-sjonene blir tilnærmet lik «fixed effects», da vil overgangssannsynlig-heten redusere seg til

(t - 1, t) = -132. (3.13)

for i j, og

Qil

P(t —

1

t t

Når t er stor og de systematiske komponentene ikke varierer over tid vilfOlgelig ingen overganger finne sted. Derimot vil sannsynligheten forovergang være positiv for liten t, jfr. (3.13). Tolkningen er at når t er liten,vil tidligere valg kun gi begrenset informasjon om preferansene. Det erderfor mulighet for overgang selv om preferansene er perfekt korrelerteover tid.

(3.14)

302

4. OPPLEGGET FOR INTERVJUUNDERSØKELSEN

Som nevnt ovenfor kan vi ikke hente inn markedsdata for etterspørselenetter nye produkter, slik som alternative bilteknologier, fra markedet. Deter derfor aktuelt å benytte spørreundersøkelse der et utvalg av konsumenterblir spurt om å rangere hypotetiske bilalternativer. I vår intervjuundersø-kelse valgte vi å foreta serier med 15 eksperimenter for hver person. I hverteksperiment ble intervjuobjektene (JO) bedt om å rangere tre hypotetiskebilalternativer karakterisert ved attributtene, «innkjøpspris», «maksimalhastighet», «drivstoffpris», og «kjørelengde» (før etterfylling av drivstoff).Bakgrunnen for at vi begrenset oss til disse fire attributtene er oppsumme-ringen i litteraturen (jfr. Permain et al. 1991), erfaringer fra en preliminær«fokusgruppeundersøkelse», og en prøveundersøkelse. I følge denne litera.-turen ser det ut til å være viktig å begrense antall attributter og antall hypo-tetiske alternativer JO bes om å rangere. Attributter slik som tid til «opp-ladning/etterfylling av drivstoff», «drivstofftilgjengelighet», «størrelse»,samt «mengde eksos» ble derfor utelatt. Følgende spørsmål ble stilt: «Hvisdu hadde valget mellom disse tre biltypene, med de spesifiserte egenska-pene, hvilken ville du da foretrukket?» Dernest fikk JO følgende spørsmål:«Dersom bilen du valgte i forrige spørsmål ikke var tilgjengelig, hvilke avde to gjenværende ville du da ha foretrukket?» I tillegg ble det gitt en be-skrivelse av generelle forutsetninger om infrastruktur for oppladning avbatteri/etterfylling av drivstoff som IO ble bedt om å ta hensyn til. Ved åvariere attributtene ved de hypotetiske bilene over alle 15 eksperimenteneoppnådde vi 15 observasjoner fra hver JO i utvalget. Selve intervjuunder-søkelsen ble planlagt og administrert av Seksjon for intervjuundersøkelseri Statistisk sentralbyrå. Det totale utvalget besto av 922 tilfeldig truknenordmenn i alderen 18-70 år. Circa halvparten (gruppe A) fikk presentertvalgmengder bestående av «elektrisk bil», «gass bil» (flytende propan), og«bensin bil», mens den resterende halvparten (gruppe B) fikk presentertvalgmengder bestående av «hybrid bil», «gass bil», og «bensin bil». Pågrunn av frafall fra 140 IO (28 prosent) og ufullstendige svar hos 40 JO,ble det endelige utvalget som ble brukt i analysen redusert til 319 JO igruppe A og 323 JO i gruppe B. Vi viser til vedlegg i Dagsvik et al.(1996b) for ytterligere beskrivelse av data og undersøkelsesopplegg.

La oss nå se på eksperiment-utformingen, nærmere bestemt konstruk-sjonen av «valg-mengdene» som ble presentert for JO. Det er ønskelig at

303

eksperimentutformingen i rimelig grad er representativ for den sentraledelen av «attributt-universet». Den ideelle situasjonen ville ha vært om depresenterte attributter, eventuelt i samspill med demografiske og økono-miske variable slik som inntekt og kjønn, var de eneste faktorer som på-virker individenes preferanser. Det er imidlertid ikke realistisk å tro atdette er situasjonen. For det første er det flere betydningsfulle aspekterved en bil enn de vi kan fange opp med de fire attributtene definert oven-for. For det andre er svarene til JO ment å reflektere framtidig kjøpsatferd,og kvaliteten av data vil følgelig avhenge av IOs evne til å foreta «realis-tiske» valg i hypotetiske situasjoner. Dette er med andre ord et typisk til-felle av ekstern-validerings-problemet: Siden IO ikke er økonomisk an-svarlig for svarene de gir i en hypotetisk valgsituasjon, kan det tenkes atde gir andre svar enn de ville ha gjort i en reell valgsituasjon. For det tre-dje vil innføringen av hypotetiske framtidige bilteknologier medføresterke forutsetninger om framtidige motorer, batterier og infrastruktrur forlagring og distribusjon av drivstoff. I verste fall kan dette medføre at noenindivider, ut fra egen kunnskap og erfaring, vil avvise totalt de hypotetiskeforutsetninger om framtidig bilteknologi som presenteres i undersøkelsen.Fra forskerens side er det derfor spesielt viktig at IO gjøres oppmerksompå viktigheten av å ta hensyn til forutsetningene som er spesifiserte i spør-reskjemaet.

Diskusjonen ovenfor leder oss til det mer generelle spørsmål om eks-tern validitet av «laboratorie-eksperimenter» mer generelt. Levin et al.(1983) og Pearmain et al. (1991) oppsummerer undersøkelser omkringekstern validitet. For eksempel refererer Levin et al. til mer enn et dusinstudier der det ser ut til å være betydelig grad av ekstern validitet. Blantannet gjelder dette Louviere og Piccolo (1977), som har studert «out oftown shopping»; Lerman og Louviere (1978), som har studert valg av bo-sted, Louviere og Kocur (1983) som har analysert transportvalg. I disse(og andre) undersøkelser ble det konstatert at det var betydelig samsvarmellom prediksjonene fra undersøkelsene og aggregert observert atferd ireelle valgsituasjoner for andre populasjoner enn de som deltok i undersø-kelsene.

I valget av passende fordelinger av attributtverdier over eksperimenteneog over utvalget av JO var det flere innbyrdes motstridende hensyn å ta ibetraktning. For å få maksimal effektivitet i informasjonsinnhentingen, vil

304

en gjerne ha så mye variasjon i attributtverdiene som mulig. I litteraturenbenyttes for eksempel ofte ortogonale forsøksplaner, hvilket betyr et kom-ponentene i attributt-vektoren varierer over personer og eksperimenterslik at disse komponentene blir ukorrelerte. Det er imidlertid minst to pro-blemer med dette: Et problem er at TO kan ha problemer med å evaluerenytten av hypotetiske alternativer med urealistiske attributtverdier. Sidenvi ønsker å oppnå en god spesifikasjon av den systematiske delen av nyt-tefunksjonen i den forstand at den er en brukbar approksimasjon av denunderliggende sanne strukturen, er det dessuten viktig at variasjonsområ-det for attributtverdiene oppfattes som «realistiske» av IO. Vi tar sikte på åoppnå en lokal approksimasjon av nyttefunksjonen, og begrenser derforvariasjonsområdet til attributtene til å ligge i nærheten av det som JO opp-fatter som fornuftige gjennomsnittsverdier, og tar dessuten hensyn til atdet er en rimelig sammenheng mellom pris og de andre attributtvaria-blene. Disse momentene har vært avgjørende ved valget av attributt-verdi-ene.

I vårt design valgte vi å utsette alle IO i hver av de to gruppene forsamme eksperimentserie. Grunnen til dette er at vi hadde en spesiell esti-meringstrategi i tankene med henblikk på å studere uobserverbar hetero-genitet i preferansene.

5. EMPIRISK SPESIFIKASJON OG ESTIMERINGSRESULTATER

På grunnlag av summarisk statistikk fra intervjuundersøkelsen er det baremulig å få et overfladisk inntrykk av strukturen i preferansene. Som vi harvært inne på ovenfor, skyldes dette bl.a. at undersøkelsen har et kompli-sert design med attributter som er vektorer og varierer over eksperimenter.For å få et mer presist inntrykk av preferansestrukturen er det følgelignødvendig å tolke dataene ved hjelp av en atferdmodell. I dette kapitletskal vi diskutere empiriske spesifikasjoner basert på modellstrukturene ut-viklet i kapittel 2 og 3. Deretter vil vi rapportere estimeringsresultatene.

Som nevnt deltar hvert IO i 15 ulike eksperimenter. La Z(t) = (Z ii (t),Zn9• • •9.(t) Z .(t))

' betegne vektoren av attributter for alternativ j i eksperi-nj

ment t, t 1,2,..., 15. I vårt tilfelle er dimensjonen på attributtvektoren lik4. Vi skal først behandle tilfellet der preferansene er uavhengige over eks-perimentene. Strukturen på nyttefunksjonen antar vi har formen

305

U(t)= Vi (01-E j (t)--.Z i (Of3+1.1 j +c(t) (5.1)

der { Ej(t) er uavhengige identisk fordelte med kumulativ fordelings-funksjon gitt ved (2.5), [3 er en vektor av ukjente parametre og gi er enparameter som representerer gjennomsnittssmaken for teknologi j når deandre attributtene ikke varierer over teknologiene. Siden bare tre av deteknologispesifikke parametrene (R) er identifiserbare, velger vi teknolo-giparameteren knyttet til bensinalternativet lik null. Vi kaller denne mo-dellversjonen modell I.

Som drøftet i kapittel 2 kan restleddene { Ej(t) } bl.a. fange opp aspekterved evalueringsprossessen som er stokastiske for aktøren selv. I tillegg vilrestleddene også fange opp aspekter som er uobserverbare for forskeren,men kjent for den enkelte aktør. Det må her nevnes at i følge konsument-teorien er nyttefunksjonen å tolke som en betinget indirekte nyttefunksjongitt alternativ j. Den er indirekte i betydningen at optimalt konsum avandre goder er implisitt. Denne betingede nyttefunksjonen bør derfor av-henge av utgiften av å eie bil j representert ved inntekt minus årlig bruker-kostnad knyttet til bil j. Dersom nyttefunksjonen lokalt er tilnærmet lineæri inntekt minus brukerkostnad for bil j, vil imidlertid innteksvariabelenfalle bort når nyttenivåer for ulike bilalternativer sammenliknes fordi denikke er alternativspesifikk. Følgelig vil bare brukerkostnaden gjenstå, ogdenne variabelen kan tilnærnet betraktes som proporsjonal med innkjøps-prisen. Siden V(t) er lineær vil proporsjonalitetsfaktoren bli absorbert ikoeffisienten knyttet til innkjøpspriskomponenten.

La PI' (13 g) betegne sannsynligheten for at 10 h skal rangere alternativP }

i som best og alternativ j som nest best i eksperiment t der 11 er vektorenav teknologiparametre. I følge (2.3) og (5.1) blir

Pit; 03, =. exp (Z ; (Op + g i ) exp(;(001+1j)

y exp (00 + y, exp + (5'2)reC a reChl(i)

Som nevnt ovenfor er Ch = {bensinbil, gassbil, el-bil} for h med i gruppeA mens Ch = {bensinbil, gassbil, hybridbil for h med i gruppe B. Siden

306

(5.2) er et produkt av to multinomisk logitsannsynligheter, kan vi tolkedata for hvert individ i hvert eksperiment som uavhengige utfall fra to«subeksperimenter» med tre valgmuligheter i det ene og to i det andre.Siden vi har 15 eksperimenter for hvert individ kan vi betrakte våre datasom ekvivalent til 30 førstevalgs-eksperimenter for hvert individ. La Y(t)være lik én dersom individ h har i som forste-valg og j som andre-valg ieksperiment t, og null ellers. Da kan loglikelihoodfunksjonen for modell Iskrives som

15

log L (13, g) yijh (t) log Pii, (0, j.t)1=1 ieC h . j€C1(i)

(5.3)

Parametrene ([340 estimeres ved å maksimere (5.3), dvs , de estimeres vedsannsynlighetsmaksimeringsmetoden.

Tabell 5.1. Parameterestimater*) for alders- og kjønnsspesifikk nyttefunk-sjon for modell I

Alder

18-29 30-49 50-

Attributter Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

Innkjøpspris (i 100 000 NOK) -2,530 -2,176 -1,549 -2,159 -1,550 -1,394(-17,7) (-15,2) (-15,0) (-20,6) (-11,9) (-11,8)

Topphastighet (i 100 knilt) -0,274 0,488 -0,820 -0,571 -0,320 -0,339(-0,9) (1,5) (-3,3) (-2,4) (-1,1) (-1,2)

Kjørelengde (i 1 000 km) 1,861 2,130 1,018 1,465 0,140 1,000(3,1) (3,3) (2,0) (3,2) (0,2) (1,8)

Drivstoff-forbruk -0,902 -1,629 -0,624 -1,509 -0,446 -1,030(liter pr. 10 km) (-3,0) (-5,1) (-2,5) (6,7) (-1,5) (-3,7)Dummy, elektrisk 0,890 -0,448 0,627 -0,180 0,765 -0,195

(4,2) (-2,0) (3,6) (-1,1) (3,6) (-1,0)Dummy, hybrid 1,185 0,461 1,380 0,649 1,216 0,666

(7,6) (2,8) (10,6) (5,6) (7,7) (4,6)Dummy, gass 1,010 0,236 0,945 0,778 0,698 0,676

(8,2) (1,9) (9,2) (8,5) (5,7) (5,6)

Antall observasjoner 2760 2220 4140 4650 2580 2910Antall individer 92 74 138 155 86 97Logaritmen til den simultanesannsynlighetenfor observasjonene 2015,1 1747,8 3140,8 3460,8 2040,9 2333,8

*) t-verdi i parentes. Merk at antall observasjoner viser summen av første- og andre-valg observa-sjoner (30 obs. pr. person).

307

I tabell 5.1 er estimatene gjenngitt når parametrene er tillatt å varieremed alder og kjønn. Vi legger merke til at innkjøpsprisparametrene ersvært presist bestemte og avtar svakt med alder. De fleste andre parametreavtar også med alder. Dersom vi tar hensyn til usikkerheten i estimatene,er imidlertid denne tendensen uklar. Videre ser det ut til at nyttefunksjo-nen ikke varierer mye mellom menn og kvinner, bortsett fra parameterenknyttet til drivstoff-forbruk og dummyvariablene knyttet til kjøretøyenemed alternativ teknologi. Estimatene viser at menn er mer skeptiske til al-ternativ bilteknologi enn kvinner, og at de tillegger drivstoffutgiftenestørre betydning.

Tabell 5.2. Prediksjonsevnen til modell I for gruppe A. Prosent

Forste valg

Andre valg Tredje valg

Elek- E ek-E 1 ek-Kjønn Gass Bensin Gass Bensin Gass Bensin

trisk trisk trisk

Kvinner:Observert 52,1 26,1 21,9 22,3 46,5 31,2 25,6 27,4 46,9Predikert 45,6 36,3 18,1 32,8 38,5 28,8 21,6 25,3 53,2Menn:Observert 40,0 34,5 25,5 20,3 43,5 36,2 39,7 22,0 38,3Predikert 32,6 44,2 23,3 32,1 35,5 32,4 35,3 20,3 44,3

Tabell 5.3. Prediksjonsevnen til modell I for gruppe B. Prosent

Forste valg

Andre valg Tredje valg

KjønnElek-E 1 ek- 1E ek-Gass Bensin Gass Bensin Gass Bensintrisk trisk trisk

Kvinner:Observert 45,0 42,0 13,0 33,0 44,9 22,1 22,0 13,1 64,9Predikert 43,0 40,3 16,7 36,9 37,8 25,3 20,1 21,9 58,0Menn:Observert 38,1 46,2 15,7 32,9 41,0 26,2 29,0 12,8 58,1Predikert 35,3 45,2 19,5 37,4 35,0 27,6 27,3 19,8 52,9

Resultatene i tabellene 5.2 og 5.3 belyser prediksjonsevnen til model-len, som vi her definerer som modellens evne til å reprodusere data. Re-sultatene i tabell 5.3 viser at for gruppe B passer modellen rimelig bra. For

308

gruppe A viser tabell 5.2 at aggregatprediksjonen bommer med opptil 10prosent i fire tilfeller. Følgelig ser det ut som om modellen gir bedre pre-diksjoner for gruppe B enn for gruppe A.4

La oss nå ga over til å betrakte en mer generell og fleksibel empiriskmodellformulering basert på resultatene i kapittel 3. Med andre ord antarvi nå at preferansene for hvert individ kan være korrelerte over eksperi-mentene. Vi lar strukturdelen Vi(t) ha samme form som i (5.1) og kallerdenne modellversjonen modell II. Dermed innfører vi parameteren O > 0,som er et mål på hvor sterkt smaksavhengigheten er over «tid». Som vinevnte i kapittel 3 er vi nå ikke i stand til å utnytte alle observasjonene un-der estimeringen fordi vi bare kjenner strukturen på sannsynlighetsmodel-len for førstevalget. Til gjengjeld kan vi bruke data fra andrevalget til åteste modellen ved å utføre såkalt «utenfor utvalgsprediksjoner» (out ofsample). Det er velkjent at «utenfor utvalgsprediksjoner» representerer enmye mer interessant måte å teste modeller på enn a bruke ulike mål for til-pasningen basert på de samme data som er benyttet under estimeringen.

La W(t) være lik én, dersom individ h har i som førstevalg i eksperi-ment t-1 og j som førstevalg i eksperiment t. Siden modellen (modell II) idette tilfellet er en Markov-modell blir loglikelihoodfunksjonen lik

15

log 1. 0 (0, 0) E wijh (t) log Q(t — 1,t) + (»log Pih (1) (5.4)ieCk jeCk

der Q (t — 1,t) er overgangsannsynlighetene for person h gitt ved (3.7) og(3.8), Vi (t) = Z(t)13 +

exp (Vj (1))ph (1) =

exp(V(1))rEc i,

(5.5)

og W (1) = W i!.1 (1). Tilsvarende som for modell I finnes sannsynlig-hetsm.aksimeringsestimatene ved å maksimere (5.4).

4 Noen mulige grunner til dette er diskutert i Dagsvik et al. (1996b).

309

Tabell 5.4. Parameterestimater*) for alders- og kjønnsspesifikke nytte-funksjoner for modell II (med serie-korrelasjon)

Alder

18-29 30-49 50-

Attributter Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

Innkjøpspris (i 100 000 NOK) -3,256 -3,234 -2,496 -2,932 -2,590 -2,618(-15,5) (-14,4) (-15,3) (-18,6) (-12,3) (-12,5)

Topphastighet (i 100 km/t) -0,085 1,607 -0,239 0,224 0,525 1,031(-0,2) (3,4) (-0,6) (0,6) (1,1) (2,1)

Kjørelengde (i 1 000 km) 3,957 3,938 3,438 3,459 1,552 4,293(4,3) (4,0) (4,3) (4,8) (1,5) (4,3)

Drivstoff-forbruk -1,583 -2,263 -1,679 -2,828 -1,420 -3,945(liter pr. 10 km) (-3,1) (-4,1) (-3,6) (-6,9) (-2,4) (-6,8)Dummy, elektrisk 1,038 0,276 0,792 0,085 1,081 -0,306

(3,1) (0,7) (2,6) (0,3) (2,7) (-0,8)Dummy, hybrid 1,330 0,792 1,319 0,660 1,383 0,117

(5,4) (2,9) (5,9) (3,5) (4,8) (0,4)Dummy, gass 1,031 0,347 0,700 0,596 0,606 0,148

(5,5) (1,7) (4,0) (4,1) (2,7) (0,7)Smaksavhengighet, 0 2,748 1,607 1,383 1,971 1,140 0,971

(13,6) (24,8) (19,8) (20,2) (15,8) (17,0)

Antall observasjoner 1380 1110 2070 2325 1290 1455Antall individer 92 74 138 155 86 97Logaritmen til den simultanesannsynligheten forobservasjonene 1156,7 979,1 1710,7 1978,5 1046,0 1183,9

*) t-verdi i parentes.

I tabell 5.4 rapporteres estimeringsresultatene for modell II, som tillaterserie-korrelasjon i preferansene. Vi legger merke til at estimatene for para-metrene knyttet til innkjøpspris, kjørelengde og drivstoff-forbruk øker iabsoluttverdi sammenliknet med tilfellet der preferansene ikke er serie-korrelerte. Parameteren knyttet til «topphastighet» er bare signifikant for-skjellig fra null og positiv for unge menn. For alle demografiske grupperfinner vi at preferansene er korrelerte over eksperimenter.

310

Tabell 5.5. Prediksjonsevnen til modell II for gruppe A. Prosent

Kjønn

Første valg Andre valg Tredje valg

Elek-trisk

Gass BensinE 1 ek-trisk

Gass Bensin1E ek-

triskGass Bensin

Kvinner:Observert 52,1 26,1 21,9 22,3 46,5 31,2 25,6 27,4 46,9Predikert 53,4 30,2 16,4 30,4 41,5 28,1 16,2 28,4 55,4Menn:Observert 40,0 34,5 25,5 20,3 43,5 36,2 39,7 22,0 38,3Predikert 41,3 38,5 20,2 32,5 39,0 28,4 26,2 22,4 51,4

Tabell 5.6. Prediksjonsevnen til modell II for gruppe B. Prosent

Kjønn

Første valg Andre valg Tredje valg

Hybrid Gass Bensin Hybrid Gass Bensin Hybrid Gass Bensin

Kvinner:Observert 45,0 42,0 13,0 33,0 44,9 22,1 22,0 13,1 64,9Predikert 45,5 38,8 15,7 36,4 39,9 23,7 18,1 21,3 60,6Menn:Observert 38,1 46,2 15,7 32,9 41,0 26,2 29,0 12,8 58,1Predikert 38,4 44,4 17,2 38,2 37,6 24,2 23,4 18,0 58,5

Tabell 5.5 og 5.6 viser hvor godt modellen med serie-korrelasjon repro-duserer de observerte valgene. I motsetning til den første modellen kan visom nevnt her gjennomføre prediksjoner for observasjoner av andre-val-get, som vi ikke brukte under estimeringen. I praksis er prediksjonenegjennomført ved å trekke uavhengige ekstremverdifordelte restledd{ Ei(t) } og oppdatere nyttefunksjonene for hvert individ i utvalget ved åbenytte rekursjonslikningen (3.1). Dette gjør oss i stand til å simulerevalghistorien for hvert individ. Denne prosedyren gjentas et stort antallganger for at de respektive andelene hvert alternativ velges, skal bli et pre-sist estimat for de tilhørende sannsynlighetene. Fra tabellene 5.2, 5.3, 5.5og 5.6 ser vi at modell II gir bedre prediksjoner av førstevalget og likegode prediksjoner av andre-valget som modell I, selv om modell I i mot-setning til modell II, er estimert på grunnlag av det observerte andre-val-

311

get i tillegg til første-valget. Det er grunn til å understreke at selv om ut-av-utvalgsprediksjonene for andre-valgene ikke alltid treffer fullt ut, kanvi likevel konstatere en stor grad av rasjonell atferd blant individene i ut-valget som vår modell er i stand til å simulere, siden den delen av datama-terialet som ikke ble benyttet under estimeringen er basert på andre valg-betingelser enn dem som gjaldt for data som ble brukt under estimeringen.

Tabell 5.7. TilpasningsmålAlder

18-29

30-49 50-

Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

loglikelihood, modell II -1156,7 -979,1 -1710,7 -1978,5 1046,0 -1183,9loglikelihood, modell III -1178,1 -1053,1 -1880,8 -1996,4 -1207,0 -1408,6McFaddens r2, modell II 0,24 0,20 0,25 0,20 0,26 0,25McFaddens r2 , modell III 0,22 0,14 0,17 0,19 0,15 0,12

For å beregne sammenlignbare summariske mål for hvor godt de re-spektive modellene tilpasses data har vi reestimert modellen uten serie-korrelerte preferanser ved bare å benytte observasjonene for individenesfOrste-valg. Vi kaller denne modellen, modell III. Modell III blir derfor etspesialtilfelle av modell II (0 = 00). I tabell 5.7 rapporterer vi to typer sum-mariske tilpasningsmål. Det ene er logaritmen til den simultane sannsyn-lighet for observasjonene og den andre er den såkalte McFaddens p2, (seBen-Akiva og Lerman, 1985). Fra tabell 5.7 kan vi konstatere at innføringav seriekorrelasjon ( representert ved O ( medfører en betydelig forbedringav de respektive likelihoodverdiene. Dette er spesielt markert for gruppeneldre menn der forskjellen i likelihood mellom modell II og III er 224,7.Vi ser forøvrig at selv betydelige endringer i likelihoodverdier kun gir be-skjedne utslag i McFaddens p 2 . Eksempelvis er forskjellen i likelihood-verdier for de to modellene 21,4 for unge kvinner, mens den tilsvarendeforskjellen i McFaddens p 2 bare er 0,02. Dette viser at det er problematisk

bedømme betydningen av endringer i McFaddens p 2 .

6. ELASTISITETER OG BETALINGSVILLIGHET FOR ALTER-NATIV BILTEKNOLOGI

På grunnlag av den estimerte modellen er det mulig å beregne kompen-serte variasjonsmål (CV). I vår sammenheng betyr CV det beløpet som må

312

legges til innkjøpsprisen til et bestemt (hypotetisk) bilalternativ for 5.oppnå, ceteris paribus, samme nytte som et referansealternativ (f. eks.bensinbil). En standard framgangsmåte i literaturen er å beregne CV barepå grunnlag av den strukturelle delen i nyttefunksjonen, (jfr. Small og Ro-sen, 1981). Denne framgangsmåten vil imidlertid neglisjere en betydeligandel av heterogeniteten i preferansene i populasjonen. Siden vi har for-mulert og estimert en stokastisk nyttemodell, er det mulig å ta hensyn tilde stokastiske restleddene i nyttefunksjonen (som skal fange opp uobser-verte aspekter samt effekten av begrenset rasjonalitet), i beregningen avCV. Dermed blir CV stokastisk i den forstand at kompensasjonsbeløpet vilvariere på en usystematisk måte over identisk observerbare individer son-)fOlge av variasjonen i restleddene. Siden vi kjenner sannsynlighetsforde-lingen til restleddene kan vi beregne den motsvarende sannsynlighetsfor-deling til CV.

La j = 1 betegne bensinbilaltemativet, som er referanse-alternativet,med p. i = 0, og la Kih være CV beløpet for individ h, teknologi j >1, defi-nert ved

4

Z 1 13 + Elh =(z1 +K jh)I3 1 + E Zjr +P. ; +€.0,r.2 (6.1)

og Z innkjøpsverdi for bilteknologi j. Vi skal bare nøye oss med å be-trakte tilfellet der attributtverdiene for de to alternativene er like (Z 1 = Zj ),slik at (6.1) dermed leder til

K jh =PI

Siden e ih og ejh er uavhengige ekstremverdifordelte følger det at E ih — Eihblir logistisk fordelt (jfr. Ben-Akiva og Lerman, 1985), hvilket betyr at

13 (K jh =1+exp(--g i —(3 1 y) .

Fra (6.3) følger det videre at

£111 -- Ejh - 11 j (6.2)

(6.3)

313

11 'EK ih pi

og

Var K =Pi n 2 •3f3

Tabell 6.1. Forventning og standardavvik i fordelingen av kompensert va-riasjon for ulike bilteknologier i forhold til bensinbil. Kroner

Alder

Drivstoff 18-29 30-49 50-

Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

Elektrisk, forventning -32000 -8000* -32000 -3000* -42000 12000*Elektrisk, standardavvik 56000 56000 72000 62000 70000 69000Hybrid, forventning -41000 -24000 -52000 -22000 -53000 -5000Hybrid, standardavvik 56000 56000 72000 62000 70000 69000Gass, forventning -32000 -11000 -28000 -20000 -24000 -6000Gass, standardavvik 56000 56000 72000 62000 70000 69000

* Tallene merket med stjerne er avledet fra parameterestimater som ikke er signifikant for-skjellige fra null med nivå 0,05.

Resultatene i tabell 6.1 (basert på estimater fra tabell 5.4) tyder på atkvinner— med visse unntak — er mer positivt innstilt til alternative teknolo-gier enn menn. For eksempel vil kvinner under 50 år i gjennomsnitt fore-trekke en elektrisk bil framfor en bensinbil, selv om innkjøpsprisen er opptil 32 000 kroner dyrere for den elektriske bilen enn for bensinbilen. Bådefor kvinner og menn under 50 år ser hybrid-teknologien ut til å være denmest attraktive. Det er imidlertid viktig å være oppmerksom på den storespredningen i fordelingen av CV. Fra tabell 6.1 ser vi at standardavvikenetil dels er betydelig større enn de respektive forventningene.

(6.4)

(6.5)

314

Tabell 6.2. Andelen individer med negativ kompensert variasjon i forholdtil bensinbil

Teknologi

Alder

18-29 30-49 50-

Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

ElektriskHybridGass

0,740,790,74

0,570,690,59

0,690,790,67

0,520,660,65

0,750,800,65

0,420,530,54

I tabell 6.2 gjengir vi andelen individer i hver persongruppe som har ne-gativ CV, slik som modellen predikerer (basert på estimater fra tabell 5.4).Tallene i tabell 6.2 viser hvor stor andel av individene i de ulike persong-ruppene som ville foretrekke de respektive alternative teknologiene fram-for bensinbil-alternativet når de fire (observerbare) attributtene er like foralle teknologier. Bortsett fra gruppen menn over 49 år ser vi at flertallet ide andre gruppene foretrekker en mer miljøvennlig bilteknologi enn ben-sin, gitt at innkjøpspris, topphastighet, kjørelengde og drivstoffutgift er likfor alle biltypene. Se også tabell 6.3 nedenfor.

Den estimerte modellen kan også benyttes til å beregne elastisiteter. Herer det viktig å understreke at disse elastisitetene bare kan tolkes i forholdtil et «hypotetisk» marked, nærmere bestemt et marked der konsumentenekun står overfor slike bilteknologier som beskrevet i den foreliggende un-dersøkelsen. Det er likevel interessant å beregne elastisiteter fordi de siernoe om «styrken» og variasjonen i preferansene som funksjon av attributt-verdiene. Siden vi nå bare er opptatt av et «tverrsnittsbilde», dropper vi«tidsindeksen» i formeluttrykkene. Fra (3.10) og (5.1) har vi at

eXp(ZiO4-1.1i)Pi = 4 •

exp(Z,13-1-11,.) (6.6)

Som ovenfor bruker vi estimater fra tabell 5.4 i beregningene nedenfor.

315

Tabell 6.3. Predikert teknologi-valg etter alder og kjønn når attributtene erlike for alle teknologier

Alder

Teknologi 18-29 30-49 50-

Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

Elektrisk 0,27 0,22 0,25 0,19 0,30 0,18Hybrid 0,36 0,37 0,42 0,33 0,41 0,28Gass 0,27 0,24 0,22 0,31 0,19 0,29Bensin 0,10 0,17 0,11 0,17 0,10 0,25

I tabell 6.3 viser vi de predikerte andelene etter kjønn og alder, somville ha valgt de respektive teknologiene dersom alle fire attributtene varlike for alle teknologiene. Disse tallene kan derfor sies å være uttrykk for<<rene teknologi-preferanser».

Fra (6.6) følger det at

a log Pi

a log Zis =

og

a log P.= Z ks 13, Pka lOg Z

for k # j. Likning (6.7) uttrykker egen-elastisiteten for alternativ j medhensyn på attributtkomponent s, mens (6.8) uttrykker kryss-elastisitetenfor alternativ j med hensyn på attributtkomponent s for alternativ k.

Disse uttrykkene kan benyttes til å beregne elastisiteter under spesifi-serte forutsetninger om attributt-verdiene.

I tabell 6.4 rapporterer vi beregninger for relative endringer i teknologi-valg, når bensinprisen øker med 20 prosent. Siden modellen er ikke-li-neær har valgt ikke å benytte formlene (6.7) og (6.8) men istedet beregnetden eksakte virkningen av en 20 prosents økning i bensinprisen.

(6.7)

(6.8)

Kjørelengde for

elektriske biler

18-29

30-49 50-

Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

316

I tabell 6.4 har vi gjengitt prediksjoner for relative endringer i teknolo-givalg når bensinprisen øker med 20 prosent. Fra denne tabellen ser vi atmenn er betydelig mer opptatt av drivstofføkonomi enn kvinner. Dettegjelder spesielt menn over 50 år.

Tabell 6.4. Relative endringer i predikert teknologivalg når bensinprisenØkes så mye at det tilsvarer 20 prosents økning i drivstoff-forbruk, fra 0,8liter pr. km. Prosent

Alder

Teknologi 18-29 30-49 50-

Kvinner Menn Kvinner Menn Kvinner Menn

Elektrisk 0,85 1,35 0,90 1,80 0,70 2,65Hybrid 0,70 1,05 0,70 1,40 0,60 2,00Gass 0,85 1,30 1,00 1,45 0,85 2,15Bensin -0,21 -0,27 -0,22 -0,32 -0,19 -0,40

I tabell 6.5 rapporterer vi predikert teknologivalg for ulike nivåer på«kjørelengde».

Tabell 6.5. Predikert teknologivalg for ulike nivå på kjørelengde

Alder

500 km 0,27 0,22 0,25 0,19 0,30 0,18350 km 0,17 0,14 0,17 0,12 0,25 0,10250 km 0,12 0,10 0,12 0,09 0,23 0,07150 km 0,08 0,07 0,09 0,07 0,20 0,05100 km 0,07 0,06 0,08 0,06 0,19 0,04

Resultatene i tabell 6.5 viser at «kjørelengde» er en svært viktig attri-butt, bortsett fra for kvinner over 50 år som synes å være mindre opptattav begrensninger i kjørelengde.

317

Referanser:Beggs, S., S, Cardell og J. Hausman (1981): Assessing the Potential Demand for Electric

Cars. Journal of Econometrics, 16, 1-19.Ben-Akiva, M. og S.R. Lerman (1985): Discrete Choice Analysis: Theory and Application to

Travel Demand. Cambridge, Massachusetts: MIT Press.Block, H., og J. Marschak (1960): Random Orderings and Stochastic Theories of Response.

In Olkin et al. (eds.): Contributions to Probability and Statistics. Stanford: StanfordUniversity Press.

Bunch, D.S., M. Bradley, T.F. Golob, R. Kitamura og G.P. Occhiuzzo (1991): Demand forClean-fuel Personal Vehicles in California: A Discrete-Choice Stated Preference Sur-vey. University of California, Davis and Irvine.

Calfee, J.E. (1985): Estimating the Demand for Electric Automobiles using Fully Disaggre-gated Probabilistic Choice Analysis. Transportation Research, 19B, 287-302.

Dagsvik, J.K. (1983): Discrete and Dynamic Choice: An Extension of the Choice Models ofLuce and Thurstone. Journal of Mathematical Psychology, 27, 1-43.

Dagsvik, J.K. (1988): - Markov Chains Generated by Maximizing Components of Multidi-mensional Extremal Processes. Stochastic Processes and their Applications, 28, 31-45.

Dagsvik, J.K. (1995): The Structure of Intertemporal Models for Myopic Choice with Ran-dom Preferences. Memorandum, 11/95, Sosialøkonomisk institutt, Universitetet iOslo.

Dagsvik, J.K. (1996a): Dynamic Choice, Multistate Duration Models and Stochastic Struc-ture. Discussion Papers, no. 172, Statistisk sentralbyrå.

Dagsvik, J.K., D.G. Wetterwald og R. Aaberge (1996b): Potential Demand for AlternativeFuel Vehicles. Discussion Papers, no. 165, Statistisk sentralbyrå.

Fridstrøm, L. (1992): «Stated preference» — eller økonomi som eksperimentalvitenskap. So-sialOkonomen, nr. 2, 18-23.

Golob, T.F., R. Kitamura og G. Occhiuzzo (1991): The Effects of Consumer Beliefs and En-vironmental Concerns on the Market Potential for Alternative Fuel Vehicles. Mimeo,University of California, Davis and Irvine.

Hensher, D.A. (1982): Functional Measurement, Individual Preferences and Discrete-ChoiceModeling: Theory and Application. Journal of Economic Psychology, 2, 323-335.

Lerman, S.R. og J.J. Louviere (1978): On the Use of Discrete Utility Assessment to Identifythe Functional Form of Utility and Destination Choice Models. Transportation Rese-arch Record, 673, 78-86.

Levin, I.P., J.J. Louviere, A.A. Schepanski og K.L. Norman (1983): External Validity Testsof Laboratory Studies of Information Integration. Organizational Behavior and Hu-man Performance, 31, 173-193.

Louviere, J.J. (1988): Conjoint Analysis Modelling of Stated Preferences. Journal of Trans-port Economics and Policy, 22, 93-119.

Louviere, J.J. og M. Piccolo (1977): Information Integration Theory Applied to Real-WorldChoice Behavior: Validation Experiments Involving Out-of-Town Shopping and Re-sidential Choice. Great Plains/Rocky Mountains Geographical Journal. Special edi-tion, 5-21.

318

Louviere, J.J. og G. Kocur (1983): The Magnitude of Individual Level Variations in DemandCoefficients: a Xenia, Ohio, Case Example. Transportation Research, 17A, 363-374.

Luce, R.D. (1959): Individual Choice Behavior. New York: Wiley.Luce, R.D. (1977): The Choice Axiom after Twenty Years. Journal of Mathematical Psy-

chology, 15, 215-233.Luce, R.D. og P. Suppes (1965): Preference, Utility and Subjective Probability. In R.D.

Luce, R.R. Bush and E. Galanter (eds.): Handbook of Mathematical Psychology, Vol.III, New York: Wiley.

McFadden, D. (1981): Econometric Models of Probabilistic Choice. In D. McFadden ogC.F. Manski (eds.): Structural Analysis of Discrete Data with Econometric Applicati-

ons. Cambridge, Massachusetts: MIT Press.Pearmain, D., J. Swanson, E. Kroes og M. Bradley (1991): Stated Preference Techniques: A

Guide to Practice. Richmond/Haag: Steer Davis Gleave/Hague Consulting Group.Quandt, R.E. (1956): A Probabilistic Theory of Consumer Behavior. Quarterly Journal of

Economics, 70, 507-536.Small, K.A. og H.S. Rosen (1981): Applied Welfare Economics with Discrete Choice Mo-

dels. Econometrica, 49, 105-130.Suppes, P., D.H. Krantz, R.D. Luce og A. Tversky (1989): Foundations of Measurements,

Vol. II. ch. 17. New York: Academic Press.Thurstone, L.L. (1927): A Law of Comparative Judgment. Psychological Review, 34, 272-

286.Train, K. (1980): The Potential Market for Non-gasoline-powered Vehicles. Transportation

Research, 14A, 405-414.Train, K. (1986): Qualitative Choice Analysis. Cambridge, Massachusetts: MIT Press.Tversky, A. (1969): Intransivity of Preferences. Psychological Review, 76, 31-48.Yellott, J.I. (1977): The Relationship between Luce's Choice Axiom, Thurstone's Theory of

Comparative Judgment, and the Double Exponential Distribution. Journal of Mathe-matical Psychology, 15, 109-144.

Norsk Økonomisk Tidsskrift (NOT) 110 (1996), 319-328

BOKANMELDELSE

David G. Blanchflower og Andrew J. Oswald: The Wage Curve, MITPress, Cambridge Mass, 1994. 471 + xii sider.

I boka The Wage Curve forsøker David Blanchflower og Andrew Oswald(B&O) å etablere intet mindre enn en empirisk lov i sosialøkonomi. Somde selv sier, er arbeidet «principally an examination of the role that localunemployment plays in pay determination — where the causality is to bethought of as running from the amount of joblessness to the level ofwages» (B&O s. 3). Analysene konsentreres strengt tatt om en enkeltparameter: elastisiteten av lønn mhp. regional arbeidsledighet, og utnyt-ter mikrodata fra ulike datasett og perioder for en rekke land. Forfatterneskonklusjon er at det eksisterer en fallende sammenheng mellom lønns-nivå og regional ledighet, en lønnskurve. Denne lønnskurven er stabilover tid og mellom land, og elastisiteten av lønn mhp. ledighet er tilnær-met lik -0.1.

De empiriske analysene er basert på relasjoner av typen

lnW/J

-t = alnU. + f3X- + d. + d + E..it t tit (1)

hvorwu- t er lønn for person i som opptrer i det lokale arbeidsmarked j, pe-riode t. Ledighetsraten i arbeidsmarked j, periode t, er gitt ved U mens

Xu- t er en vektor av karakteristika ved person i (rase, kjønn, alder, utdan-fling, yrke etc.). di og dt er hhv. region- og tidsdummier, mens Eiit er et sto-kastisk restledd. I de fleste regresjonene er lokalt arbeidsmarked definertsom region, og Ujt er da den regionspesifikke ledighetsraten. I analysenebasert på data for USA inkluderes også bransjespesifikke ledighetsrater.

Tilknytning til annen litteratur

Ligning (1) kan betraktes som en utvidet versjon av den type empiriskelønnsligninger som estimeres innenfor Mincer-tradisjonen for å studereavkastning på utdanning, lønnsforskjeller mellom kvinner og menn elleretniske grupper. Det spesielle med B&Os analyser i denne sammenheng erat lønnsligningen utvides med lokal arbeidsledighet. Det er elastisiteten av

320

lønn mhp. ledighet som er den sentrale interesseparameteren, mens indi-vidkarakteristika stor sett har rolle som kontrollvariable.

Analysene i The Wage Curve kan også relateres til litteraturen om kom-penserende lønnsforskjeller. Kjernen i denne litteraturen er at noen regio-ner har permanent høyere arbeidsledighet enn andre regioner. I en likevektmå arbeidere i regioner med høy ledighet gis kompensasjon i form av hOy-ere lønn sammenlignet med regioner med lav ledighet, jfr. Harris og To-daro (1970), Abowd og Ashenfelter (1981). En slik mekanisme vil mani-festere seg i en positiv korrelasjon mellom lønn og regional ledighet.Mens litteraturen om kompenserende lønnsforskjeller fokuserer på sam-menhengen mellom permanent arbeidsledighet (som påvirker sannynlig-heten for å bli arbeidsledig) og lønnsnivået som kompenserer for forventetinntektsbortfall under ledighet, er det sammenhengen mellom løpendelønn og ledighet som opptar B&O.

Sist, men ikke minst har de mikroøkonometriske analysene et klart ma-kroøkonomisk siktemål. Et viktig spørsmål innenfor makro arbeidsmar-kedsøkonomi er hvordan endring i arbeidsledigheten påvirker reallønna.Høy reallønnsfleksibilitet innebærer, alt annet likt, sterke selvjusterendemekanismer og lav likevektsledighet, mens reallønnsstivhet bidrar til ved-varende ledighet etter et ugunstig sjokk. Det er gjennomført en rekke em-piriske analyser av lønnsresponsen på ledighet, de fleste basert på aggre-gerte tidsseriedata. Tidligere studier estimerer varianter av Phillipskurvender endring i lønn forklares av ledighetsraten og et sett av andre variable.Som også påpekt av B&O kan det være grunn til å stille spørsmål ved detteoretiske grunnlaget ved denne type spesifikasjon. Moderne teorier forlønnsdanning etablerer en sammenheng mellom reallønnsnivii og ledig-hetsraten, og i nyere tidsserieanalyser (og paneldatastudier) estimeresgjerne varianter av en feiljusteringsmodell der lønnsveksten dels forklaresved endringer i settet av regressorvariable, og dels som følge av avvik fralangtidslikevekten. Et sentralt resultat fra denne tradisjonen, som kanføres tilbake til Sargan (1964), er at det eksisterer en langsiktig sammen-heng mellom reallønn (eller lønnsandelen) og ledighetsraten selv om dendynamiske tilpasningen kan være nokså kompleks.

Mens tidsseriestudier naturlig nok analyserer effekten av aggregertledighet er B&O primært interessert i hvordan den regionale ledighetenpåvirker lønna. De presiserer at de lønnskurvene som estimeres ikke erfeilspesifiserte varianter av Phillipskurven. Kapittel 3 i The Wage Curve

321

diskuterer ulike teorier som gir opphav til en fallende regional lønnskurve,og forfatterne presenterer empiriske resultater som forkaster Phillipskur-ven. De argumenterer sterkt for bruk av mikrodata i stedet for aggregertetidsserier, og mener at den kompliserte dynamikken som ofte avdekkesved bruk av aggregerte data skyldes mangelfull kontroll for heterogenitet.

Hovedresultater

De mest detaljerte empiriske analysene gjennomføres for USA og Stor-britannia. De fleste analysene er basert på gjentatte tverrsnittsobservasjo-ner for ulike år der en ikke kan følge det enkelte individ over tid (ikkepaneldata i tradisjonell forstand). Ved bruk av data fra de amerikanske Ge-neral Social Surveys, 1974-1988, synes det vanskelig å trekke sterkekonklusjoner. Resultatene gir ingen støtte for en positiv sammenhengmellom lønn og regional ledighet, men indikerer en U-formet lønnskurve.Resultatene er lite robuste overfor inkludering av region og bransje-dummier.

Når forfatterne bruker data fra The Current Population Surveys, 1964-1991, gir resultatene sterk støtte for en fallende lønnskurve når regionaledummyvariable inkluderes. Elastisiteten av lønn mhp. såvel regional- sombransjespesifikk ledighet er tilnærmet lik -0.1, og den estimerte effektenav regional ledighet påvirkes ikke av om bransjeledighet inkluderes ellerikke. Effekten av regional ledighet er også relativt stabil over tid. Eksklu-dering av regiondummier gir imidlertid langt mer varierende resultater.Ved bruk av data for hele perioden 1963-1987 er estimert effekt av regio-nal ledighet hverken statistisk eller numerisk forskjellig fra null, den erpositiv for to delperioder, og signifikant mindre enn null for perioden1979-1987. Det er nærliggende å tro at disse resultatene fanger opp enblanding av to ulike lønnsdanningsmekanismer: En negativ sammenhengmellom lønn og løpende ledighet, og en positiv korrelasjon med perma-nent ledighet som reflekterer kompenserende lønnsforskjeller. Forfatterneer istand til å identifisere en fallende regional lønnskurve når det kontrol-leres for permanente regionspesifikke effekter. Denne tolkningen støttesogså av resultater basert på en regresjon der permanent ledighet inklude-res i stedet for regiondummier. Permanent ledighet inngår med signifikantpositivt fortegn, mens effekten av løpende ledighet er signifikant mindreenn null.

322

For Storbritannia brukes ialt fem forskjellige datasett. To av disse girrene tverrsnitt, mens de tre siste kobler tverrsnittsobservasjoner for ulikeår. Uansett hvilket datasett som benyttes gir resultatene støtte til en fal-lende lønnskurve. I motsetning til USA er den estimerte ledighetseffektengjennomgående mindre i tallverdi når det kontrolleres for regionspesi-fikke permanente effekter.

Forfatterne rapporterer også resultater basert på ulike funksjonsformerfor å avdekke en eventuelt mer kompleks ikke-linearitet i sammenhengenmellom lønn og arbeidsledighet. Mens B&O tidligere la stor vekt på atresultatene impliserte sterkt konvekse lønnskurver (jfr. Blanchflower ogOswald, 1990) er deres egen konklusjon i boka at en log-lineær spesifika-sjon gir en adekvat tilnærming. Basert på de resultatene som rapporteres iThe Wage Curve synes det vanskelig å diskriminere mellom ulike spesifi-kasjoner, men resultatene gir relativt sterk støtte for at lønnskurven ermonotont fallende. Resultatene for Storbritannia gir liten støtte til enhypotese om at ledighetens sammensetning etter varighet har betydning.

I boka rapporteres også resultater for 7 andre europeiske land, og forAustralia, Canada og Korea. Resultatene gir støtte for monotont fallendelønnskurver i alle landene, og de av forfatterne foretrukne spesifikasjonergir estimerte elastisiteter relativt nær estimatene for USA og Storbritannia.Resultatene er imidlertid lite robuste overfor spesifikasjon. Den estimertelønnsresponsen er gjennomgående lavere, og mindre skarpt bestemt nårregiondummier inkluderes. Unntaket her er Vest-Tyskland der den esti-merte elastisiteten er tilnærmet lik null og ikke-signifikant uten region-dummier, men signifikant mindre enn null når regiondummier inkluderes.

For Norge benyttes ledighetsdata på fylkesnivå for årene 1989-1991.Den estimerte elastistiteten av lønn mhp. ledighet er hhv. (t-verdier iparentes): -0.10 (2.64) uten regionale dummyvariable, -0.08 (2.19) når 4fylkesdummier inkluderes og -0.01 (0.12) ved bruk av fullt sett med fyl-kesdummier.

Det er interessant å sammenligne disse resultatene med resultater iandre studier som benytter data for norske regioner. Raaum og Wulfsberg(1995) og Wulfsberg (1995) benytter lønnsdata for norske industribedrif-ter og estimerer effekten av fylkesledighet. Wulfsberg (1995) finner ingenledighetseffekt når tidsdummier inkluderes, og signifikant men lav effektnår tidsdummier utelates. I Raaum og Wulfsberg (1995) rapporteres ikke-signifikant effekt av åpen regional ledighet, men signifikant negativ effekt

323

av total ledighet som inkluderer personer på arbeidsmarkedstiltak. Dyr-stad og Johansen (1996) benytter gjennomsnittlig industriarbeiderlønnaggregert på kommune, og estimerer effekten av endret kommunal ledig-het. Resultatene indikerer en signifikant negativ sammenheng mellomlønn og kommunal ledighet. Den partielle langsiktige elastisiteten er gjen-nomgående i omegnen av -0.02. Resultatene tydere videre på at økt aggre-gert arbeidsledighet har en sterkere lønnsdempende effekt sammenlignetmed en tilsvarende økning i regional ledighet. En nærliggende tolkning erat tarifflønna påvirkes av nasjonal ledighet, mens effekten av regional le-dighet via lokale tillegg er svak.

Generelt virker det rimelig at lokale i motsetning til nasjonale forkla-ringsvariable påvirker lønna forskjellig i ulike land under ulike institusjo-nelle forhold. Det er grunn til å tro at ytterligere innsikt om lønnsdan-ningsmekanismene kan oppnås ved mer detaljerte analyser basert på dataogså for andre land.

Lønnskurver for ulike grupper

Et interessant spørsmål er om lønn for ulike typer arbeidere reagerer for-skjellig på endring i regional ledighet. Det kan være grunn til å anta atlønn for organiserte arbeidere påvirkes mindre av stramheten i det lokalearbeidsmarkedet sammenlignet med lønn for uorganiserte. Videre kan entenke seg at lønnfleksibiliteten avtar med stigende ansiennitet eller yrke-serfaring pga oppsigelsesregler eller opparbeiding av bedriftsspesifikkkunnskap.

For USA, Storbritannia, Canada, Australia og Sør-Korea rapporteresseparate lønnskurver for ulike grupper arbeidere. Resultatene gir støtte tilen hypotese om at lønnsresponsen pd ledighet er sterkere for unge arbei-dere og arbeidere med lav utdanning enn for eldre og høyt utdannede ar-beidere. Unntaket her er Australia der lønningene for eldre og høyt utdan-nede arbeidere reagerer meget sterkt på endring i regional arbeidsledighet.Resultatene indikerer generelt også høyere lønnsfleksibilitet for menn ennfor kvinner. Estimert lønnsfleksibilitet er høyere for uorganiserte enn fororganiserte i Storbritannia, mens forskjellen mellom disse gruppene er li-ten i USA. På den annen side indikerer resultatene at lønn for privat an-satte er mer fleksible enn lønn for ansatte i offentlig sektor i USA, mensdet er liten forskjell mellom privat og offentlig sektor i Storbritannia.

324

I forbindelse med estimering av lønnskurver for ulike typer arbeiderekunne en tenke seg at det ble lagt større vekt på å utlede testbare hypote-ser, og eventuelt diskriminere mellom ulike teorier. Et problem ved sam-menligning av resultatene mellom land er at klassifiseringen av ulikegrupper er lite standardisert. Videre foretar forfatterne ingen formell testav hypotesen om lik lønnsrespons.

Overvurderer presisjonen

B&O gjør et poeng av at de benytter individdata som tildels gir sværtmange observasjoner. Det er imidlertid viktig å være klar over at antall ob-servasjoner for ledigheten bare er lik antall regionale arbeidsmarked mu-ltiplisert med antall perioder og langt mindre enn det totale antall observa-sjoner. Det er også grunn til å tro at restleddet i ligning (1) er positivt kor-relert mellom personer innenfor samme lokale arbeidsmarked. Som vist iMoulton (1986, 1990) innebærer dette at standardavvikene til ledighetsef-fekten underestimeres slik at estimatene som presenteres i boka er langtmindre presise enn det de rapporterte t-verdiene gir inntrykk av.

B&O tar hensyn til denne kritikken i analysene for Storbritannia ogUSA. Ved å beregne gjennomsnitt basert på alle individ i arbeidsmarked jpå tidspunkt t gir ligning (1)

lnwjt = salnU. + PX. + d. + d + E.it it t it (2)

der lnwjt er gjennomsnittsverdien til log lønn i vedkommende arbeidsmar-ked og Xit tilsvarende gjennomsnitt av observerte individspesifikke karak-teristika. Ligning (2) estimeres ved bruk av gjennomsnitt for region x år,og for USA også ved bruk av gjennomsnitt for bransje x år.

Som ventet gir resultatene basert gjennomsnittsdata mer uskarpt be-stemte estimat sammenlignet med resultatene basert på individdata. Le-dighetseffekten er imidlertid signifikant mindre enn null for begge lan-dene, og estimatet er robust for Storbritannia. For USA gir bruk av gjen-nomsnittsdata betydelig lavere estimert ledighetsrespons enn ved bruk in-dividdata. Dette er noe overraskende siden begge prosedyrer gir konsi-stente estimatorer, og forfatterne gir heller ingen forklaring på denne dis-krepansen. Som hovedkonklusjon kan en si at resultatene står seg for disseto landene, men økningen i estimerte standardavvik er såvidt høy at en til-svarende analyse for endel andre land neppe ville gitt signifikante ledig-

325

hetseffekter pga. langt færre observasjoner. På den annen side finnes mereffisiente metoder som tar hensyn til Moulton-kritikken enn den prosedy-ren som B&O benytter.

Phillipskurve vs lønnskurve

Ved aggregering til gjennomsnitt for region eller bransje inkluderes ogsålagget gjennomsnittslønn i vedkommende region eller bransje som regres-sorvariabel for å teste lønnskurven mot Phillipskurven (dvs. ligning (2) ut-vides med lnw i. ). Dersom Phillipskurven er den korrekte spesifikasjonenjt-skal parameteren foran lagget lønn være lik 1, hvilket gir en sammenhengmellom lonnsvekst og arbeidsledighet. Verdier på parameteren mellom 0og 1 betyr at det eksisterer en langsiktig likevektssammenheng mellomlønnsnivå og arbeidsledighet selv om det er tregheter i lønnstilpasningen,mens en parameter lik 0 innebærer en statisk lønnskurve.

Resultatene må betraktes som relativt sterk kost for de som fortsatt trorat Phillipskurven er en adekvat spesifikasjon. Ved bruk av data for regio-ner i USA er estimert parameter foran lagget lønn statistisk signifikantstørre enn 0, men mindre enn 0.3. Aggregering på bransje gir estimat til-nærmet lik 0.1, mens aggregerte data for stater gir estimat som hverken erstatistisk eller numerisk signifikant forskjellig fra null. Resultatene forStorbritannia gir også støtte for lønnskurven og avviser Phillipskurve-spe-sifikasjonen. Når regiondummier inkluderes er parameteren foran laggetregional gjennomsnittslønn mindre enn 0.1 og statistisk ikke-signifikantfra null.

Som allerede nevnt innebærer resultatene fra en rekke nyere tidsseries-tudier at Phillipskurven forkastes mot feiljusteringsmodellen. Det er like-vel grunnleggende forskjell i dynamikken når vi sammenligner resultatenefra aggregerte tidsseriestudier med de resultatene som presenteres avB&O. En potensiell forklaring kan være at B&O er i stand til å kontrollerefor heterogenitet. Støtte for dette finnes i tabell 5.7, som viser at paramete-ren foran lagget lønn Oker dramatisk når det ikke kontrolleres for hetero-genitet. En annen mulig forklaring er at parameteren foran lagget lønn un-derestimeres når fixed effects modeller estimeres ved bruk av minste kva-draters metode. Siden antall observasjoner i tidsdimensjonen er relativtstort burde denne skjevheten ikke være alvorlig. Unntaket gjelder analy-sen basert på data for amerikanske stater.

326

Ikke tilbudskurve for arbeidskraft

En type kritikk som har vært reist mot B &Os arbeider er at det de tolkersom en lønnskurve egentlig er en feilspesifisert (invertert) tilbudskurvefor arbeidskraft. For å undersøke om dette er en rimelig tolkning estimererB&O ulike varianter av ligning (2) utvidet med regionale yrkesfrekvenser(labour force participation rates) eller regionale sysselsettingsandeler. Deargumenterer for at dersom lønnskurven faktisk er en invertert tilbuds-kurve for arbeidskraft skulle disse variablene forklare lønna bedre enn vedbruk av ledighetsraten. Resultatene basert på data for USA og Storbritan-nia viser at når regiondummier inkluderes har hverken yrkesfrekvenseneller sysselsettingsandelen signifikant effekt, mens effekten av regional le-dighet fortsatt er signifikant mindre enn null.

B&O påpeker også at lønnskurven er brattere for unge sammenlignetmed eldre arbeidere. Hvis en tolker lønnskurven som en invertert arbeids-tilbudskurve skulle dette tilsi mindre elastisk arbeidstilbud for unge ennfor eldre arbeidere. De fleste ville vel vente at tilbudskurven for ung ar-beidskraft er mer elastisk enn for eldre. På den annen side er resultatet on-ien slakere lønnskurve for kvinner enn for menn konsistent med den eta-blerte oppfatningen at arbeidstilbudet for kvinner er mer elastisk enn formenn.

Årslønn vs timelønnEn annen type kritikk som bl.a. påpekes av David Card (1995) er at forfat-terne stort sett bruker årsinntekt som venstresidevariabel. Det kan derforvære et åpent spørsmål om de estimerte effektene reflekterer en genuinlønnsrespons eller om syklisk variasjon i antall timer gir en negativ korre-lasjon mellom årsinntekt og regional arbeidsledighet. Det kan også væregrunn til å tro at syklisk variasjon i antall timer er forskjellig for ulikegrupper som igjen innebærer ulik estimert ledighetseffekt på årslønn selvom effekten på timelønn er den samme. Resultater som rapporteres i Card(1995) basert på data for USA viser signifikant negative sammenhengermellom såvel timelønn og regional ledighet, og mellom timer per år og re-gional ledighet. Noe overraskende rapporterer han en elastisitet av time-lønn mhp. ledighet nær -0.1, mens elastisiteten av årslønn mhp. ledigheter betydelig høyere i tallverdi pga. den negative sammenhengen mellomtimer per år og ledighetsraten.

327

Lønn vs inntektDet er ikke alltid like klart hva venstresidevariabelen inkluderer, og defi-nisjonen varierer åpenbart mellom datasett. I enkelte sett inkluderes barelønn, men som regel brukes et bredere inntektsmål som inkluderer andreinntektskomponenter. Dette er greit nok hvis en primært er interessert ihvordan inntekten varierer over konjunktursykelen. Hvis resultatene fraanalysen skal brukes i makroøkonomisk sammenheng er vi imidlertid pri-mært interessert i hvordan bedriftens lønnskostnader påvirkes av stramhe-ten i arbeidsmarkedet. Det er grunn til å tro at andre, og spesielt tilfeldigeinntektskomponenter varierer mer over konjunktursykelen enn det ordi-nær lønn gjør. Det kunne derfor vært ønskelig å undersøke om resultateneer robuste overfor endret definisjon av venstresidevariabelen.

Konklusjon

The Wage Curve er i første rekke et imponerende empirisk arbeid. Forfat-terne fortjener honnør for at de utnytter informasjon fra en lang rekkedatakilder for å sjekke robustheten av egne resultater. Boka er velskrevet, ien lett provoserende stil. Sammenlignet med andre studier som utnyttermikrodata i store mengder tilbyr B&O relativt detaljert dokumentasjon.

Det kan være grunn til å stille spørsmål om resultatene er fullt så ro-buste som forfatterne selv vil ha det til. Detaljert gjennomlesning viser atden sentrale parameteren varierer en god del, avhengig av spesifikasjon.Forfatterne kunne lagt større vekt på diskriminering mellom alternativeutforminger. Empiriske arbeider kan i de aller fleste tilfeller utsettes forkritikk angående kvaliteten på data, utelatte variable, valg av estimerings-metode etc. Det interessante spørsmålet i så måte er: Kan vi gjøre detbedre? For å ta stilling til dette må det foretas egne analyser, primært ba-sert på samme datamateriale som B&O benytter.

Gitt at vi, som undertegnede er tilbøyelig til, aksepterer David G.Blanchflower og Andrew J. Oswalds hovedkonklusjon om en fallende re-gional lønnskurve, er neste spørsmål hvilke mekanismer som ligger baken slik sammenheng. I boka presenteres tre ulike teorier som gir grunnlagfor en invers sammenheng mellom lønn og regional ledighet. Dette erkontraktsteori, en effektivitetslønnsmodell, og en forhandlingsmodell.Kontraktsteorien kan synes noe spesiell i denne forbindelse siden kon-traktskurven primært gir en stigende kurve i lønns- sysselsettingsdiagram-

328

met, mens forfatterne tolker lønnskurven som en kausalsammenheng derledigheten påvirker Iona. Forfatterne legger generelt liten vekt på å dis-kriminere mellom ulike bakenforliggende mekanismer. Dette kan eventu-elt være et tema for videre empirisk forskning.

Kåre JohansenInstitutt for sosialøkonomi

NTNU

Referanser:Abowd, J.M. og O. Ashenfelter (1981): «Anticipated Unemployment, Temporary Layoffs,

and Compensating Wage Differentials», s. 141-70 i S. Rosen (red.): Studies in labormarkets, University of Chicago Press, Chicago.

Blanchflower, D.G. og A.J. Oswald (1990): «The Wage Curve», Scandinavian Journal ofEconomics, 92, s. 215-35.

Card, D. (1995): «The Wage Curve: A Review», Journal of Economic Literature, XXXIII(juni 1995), s. 785-99.

Dyrstad, J.M. og K. Johansen (1996): «Regional Wage Responses to Unemployment andProfitability. Empirical Evidence from Norwegian Manufacturing Industries», mi-meo, Institutt for sosialøkonomi, Norges teknisk-naturvitenskapelige universitet,Trondheim.

Harris, J.R. og M.P. Todaro (1970): «Migration, Unemployment, and Development: A Two-Sector Analysis», American Economic Review, 60, s. 126-42.

Moulton, B.R. (1986): «Random Group Effects and the Precision of Regression Estimates»,Journal of Econometrics, 32, s. 385-97.

Moulton, B.R. (1990): «An Illustration of a Pitfall in Estimating the Effects of AggregateVariables on Micro Units», Review of Economics and Statistics, 72, s. 334-38.

Raaum, O. og F. Wulfsberg (1995): «Unemployment, Labour Market Programmes and Wa-ges in Norway», Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo, nr.24 1995.

Sargan, J.D. (1964): «Wages and Prices in the United Kingdom: A Study in EconometricMethodology». Opptrykk i D.F. Hendry og K.F. Wallis (red.) (1984): Econometricsand Quantitative Economics. Basil Blackwell, Oxford.

Wulfsberg, F. (1995): «An Application of Wage Bargaining Models to Norwegian PanelData», Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo, nr. 29 1995.

329

ARTIKKELFORFATTERE I DETTE NUMMER

Ingvild Svendsen, er forsker ved Forskningsavdelingen ved Statis-tisk sentralbyrå. Hun er drpolit. )1996) fra Universitetet i Oslo.

Nils-Henrik M. von der Fehr, cand. oecon. (1987) og dr polit.(1992), er førsteamanuensis ved Sosialøkonomisk institutt, Universi-tetet i Oslo.

John K. Dagsvik, er forsker ved Forskningsavdelingen i Statistisksentralbyrå.

Rolf Aaberge er forsker ved Forskningsavdelingen i Statistisk sen-tralbyrå

330

English Summary

Ingvild Svendsen

EXOGENEITY, LUCAS-CRITIQUE AND RATIONAL EXPECTATIONS

This article aims to get the readers familiar with the Lucas-critique and differentexogeneity concepts. As shown in the recent literature concerning exogeneity, theLucas-critique is a special case of lack of superexogeneity. And, as far as the exi-stence of superexogeneity can be tested empirically, we can conduct tests ofwhether the Lucas-critique relates to a specific relation.

We first go through the Lucas-critique and the definitions of weak exogeneityand superexogeneity. An example is used to illustrate the concepts and to showhow they relates to each other. Two commonly used superexogeneity tests are re-fereed, before the use of these tests are illustrated in an empirical example.

Nils-Henrik M. von der Fehr

ACCESS PRICES

When essential inputs are controlled by one company, such as in many of the net-work industries (including electricity, gas, telecommunications, post, railwaysand air transport), monopolistic pricing of access may lead to an inefficient re-source allocation. The paper provides an analysis of optimal access pricing withreferences to the relevant literature.

331

English Summary

John K. Dagsvik og Rolf Aaberge

POTENTIAL DEMAND FOR ALTERNATIVE FUEL VEHICLES

This paper analyzes the potential household demand for alte rnative fuel vehiclesin Norway. The alternative fuel vehicles we consider are liquid propane gas andelectric powered vehicles in addition to a dual-fuel vehicle. The data were obtai-ned from a stated preference survey in which each respondent, in a randomly se-lected sample, was exposed to 15 experiments. In each experiment the respon-dents were asked to rank three hypothetical vehicles characterized by specific at-tributes, according to the respondents' preferences. The empirical analysis is ba-sed on two versions of a random utility model. One is a model for rank ordereddata, and the other solely deals with observations on individuals' first choicesbut allows preferences to be correlated across experiments.

The models are applied to predict changes in demand resulting from pricechanges, and to assess the distribution of willingness to pay for alternative fuelvehicles. The empirical results show that alternative fuel vehicles appear to befully competitive alternatives compared to conventional gasoline vehicles. In ad-dition to purchase price, driving range seems to be an important attribute. Theresults indicate that unless the limited driving range for electric vehicles is incre-ased substantially, this technology will not be fully competitive in the automobilemarket. Moreover, men seem to be more reserved towards this technology thanwomen.

332

1996

Innhold

Artikler: SideKARI-METTE BRUNVATNE OG BIRGER VIKOREN:

Bør vi være bekymret for den kraftige veksten i deinternasjonale finansmarkedene? 177

JOHN K. DAGSVIK OG ROLF AABERGE: Potensiell etterspørseletter alternativ bilteknologi: En økonomisk analyse basert påintervjudata 291

GUNNAR SiETHERN ESKELAND: En forskers modell av enforskers tilpasning? Kommentar til Jørgensen og Wentzel-Larsen 55

NILS-HENRIK M. VON DER FEHR: Tilgangsavgifter.En prinsipiell analyse 263

STEINAR HOLDEN: Strukturledighet og stabiliseringspolitikk 139

TOM KORNSTAD: Arbeidstilbud og konsum i et livssyklus-perspektiv: Hva har vi lært av empiri? 1

TERJE LENSBERG: Evolusjon, konkurranse og bedriftsadferd 73

KNUT LOYLAND OG THOR OLAV THORESEN:Barnehagetjenester, effektivitet og fordelingsproblemer.En oversikt over noen metodiske tilnærminger og empiriskeresultater 199

PETTER OSMUNDSEN: Dynamisk petroleumsbeskatningog bindingsproblemer 35

BJARNE STROM: Argumenter for og imot fri lokalbeskatningsrett 95

333

SideINGVILD SVENDSEN: Eksogenitet. Lucas-kritikken

og rasjonelle forventninger 233

BERTIL TUNGODDEN: Kan fattigdom avskaffes? 95

Bokanmeldelser 59, 319

Rettelse til bokanmeldelse i nr 1/96 136

Omtale av artikkelforfattere 71, 137, 229, 329

English Summaries 72, 138, 230, 330

334

MELDING FRA REDAKSJONEN

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

Qaisar Farooq Akram, Geir B. Asheim, Morten Berg, Erik Biørn, KjellArne Brekke, Ådne Cappelen, Vidar Christiansen, John K. Dagsvik, LasseFridstrøm, Kåre Petter Hagen, Ines Hardoy, Michael Hoel, Steinar Hol-den, Erling Holmoy, Tor Iversen, Kåre Johansen, Thore Johnsen, Jan ToreKlovland, Dag Kolsrud, Øystein Kravdal, Pål Longva, Arne Melchior,Karl Ove Moene, Tore Nilssen, Ragnar Nymoen, Trond Olsen, ØysteinOlsen, Arvid Raknerud, Alf Erling Risa, Asbjørn Rødseth, Knut Roed,Oddbjørn Raaum, Terje Skjerpen, Frode Steen, Erling Steigum jr., SteinarStrøm, Kjell Sunnevig, Ylva Søvik, Tore Thonstad, Øystein Thøgersen,Hege Torp, Ragnar Torvik, Bertil Tungodden, Bent Vale, Kjell Vaage,Yngve Willassen, Bernt Arne Ødegaard, Jørgen Aasness.

335

NYE UTGIVELSESRUTINER

Foreningen har i samråd med redaksjonen valgt å gå ned på antall utgivel-ser av NORSK ØKONOMISK TIDSSKRIFT fra fire til to per år. Gnin-nen til denne omleggingen er ujevn stofftilgang, varierende kvalitet på deinnsendte arbeidene og til tider en svært tidkrevende vurderingsprosess.(Til opplysning fikk vi i 1995 tyve arbeider til vurdering, hvorav 10 ble re-fusert (så og si direkte), 3 ble publisert i 1995, mens 6 er blitt publisert i1996. Av de 24 arbeidene vi mottok i 1996 (hvorav kun syv stykker komtil redaktøren før sommerferien), er 6 fremdeles til vurdering, 7 arbeiderer refusert, 5 er sendt tilbake til forfatter for videre bearbeiding/oppretting,mens 6 arbeider er publisert.

For å få en bedre flyt, med færre forsinkelser, og uten at vi må gi slipppå kravene til kvalitet, vil vi gi ut ett nummer i mai/juni og ett i oktober/november; hver med fire artikler. På denne måten kan vi opprettholdeNOT som et viktig (og forhåpentligvis livskraftig) tidsskrift for norskeØkonomer. Selvom vi med denne omleggingen reduserer antall artikler fra12 til 8 per år, tror vi at NOT på denne måten vil kunne bevare et ønskeom å forbli et kvalitativt bra tidsskrift. Dersom stofftilgangen og kvalite-ten skulle ta seg opp igjen på et seinere tidspunkt, vil vi vurdere å gå til-bake til fire utgivelser per år.

VEILEDNING FOR BIDRAGSYTERE

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

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

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

4. Referansene skal ha følgende form:

Johansen, L. (1982): Kriser og beslutningssystemer i sarnfunnsOkonomien.Universitetsforlaget, Oslo.

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

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

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

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

C-blad Retur: Norsk Økonomisk TidsskriftPostboks 8872 Youngstorget0028 OSLO

ISSN 0039-0720 Trykk: Grafisk Hus a.s, Bergen