a Opplegget for analysen

I dette kapitlet skal vi ved hjelp av en makroøkonomisk modell (KVARTS), beregne virkningen på konjunkturavvikene for BNP for Fastlands-Norge av at utvalgte variable av betydning for norsk økonomi fulgte sin faktiske utvikling i stedet for en trendmessig utvikling. Spørsmålet er rett og slett hvilke bidrag disse impulsene ga til konjunkturforløpet. Det er altså ikke noe krav at de trendmessige banene rent faktisk skulle ha vært mulige å realisere. En nærmere beskrivelse av KVARTS-modellen er gitt i boks 11.1.

Modellberegningene er gjennomført for perioden 1989–99. Valget av 1989 som startår har bakgrunn i at mange økonomiske variable (herunder BNP for Fastlands-Norge) synes å ha ligget nær sin trendverdi ved inngangen til dette året, dermed reduseres problemet med at de kontrafaktiske banene for de ulike variablene starter fra et annet nivå enn de faktiske. For å få bedre anslag er trendene til de ulike variablene gjennomgående beregnet for perioden 1973–2010, i det de faktiske tidsseriene er forlenget med prognoser for de etterfølgende årene. Siden prognosene påvirker plasseringen av trenden mot slutten av analyseperioden, påvirker de også de beregnede konjunkturimpulsene og dermed de beregnede virkningene på konjunkturavvikene. Resultatene i denne analysen må dermed nødvendigvis være foreløpige. Når det foreligger regnskapstall for årene etter 2000 kan en få andre konklusjoner, spesielt for slutten av perioden (jf. også diskusjonen i begynnelsen av kapittel 4).

I analysen ser vi på bidrag fra en rekke impulser, både fra utlandet og internt. Virkningene er først beregnet partielt, dvs. for relaterte grupper av impulser hver for seg. Deretter er de samlede virkningene av alle impulsene beregnet, slik at en residualt kan anslå bidrag fra ikke-spesifiserte konjunkturimpulser, herunder dynamiske effekter av impulser som oppsto før simuleringsperioden. Dermed kan en dekomponere de faktiske konjunkturavvikene i partielle bidrag fra en rekke ulike, spesifiserte impulser samt en uforklart restpost. For at en slik dekomponering skal gi mening, må ingen av de partielle beregningene overlappe hverandre. Det innebærer at en impuls bare kan behandles i én av de partielle beregningene, selv om den kan tenkes å ha spilt sammen med impulser plassert i en annen beregning. For eksempel kunne impulsene fra oljeprisen, som er gruppert sammen med impulsene fra oljeinvesteringer, også vært sett i sammenheng med prisimpulsene fra utlandet.

b Nærmere om avgrensningen av de enkelte beregningene

Hva som skal regnes som eksogene konjunkturimpulser vil helt avhenge av den forklaringsmodellen en legger til grunn. Impulsene kan i utgangspunktet tenkes å oppstå både i utlandet og internt i norsk økonomi. Fordi norsk økonomi påvirkes av forhold i utlandet gjennom en rekke kanaler, kan det være vanskelig å skille mellom interne og eksterne impulser.

Som påpekt foran, har pris- og kvantumsimpulser fra fastlandsbedriftenes internasjonale markeder «tradisjonelt» vært den viktigste kilden til norske konjunkturbevegelser; disse impulsene er derfor behandlet i en egen beregning. I takt med økt internasjonal kapitalmobilitet, og deregulering av rente- og valutamarkedene, har imidlertid utviklingen i finansmarkedene fått økt betydning, gjennom virkningene på norske renter og valutakurser. Endelig har framveksten av oljesektoren gjort norsk økonomi mer følsom for endringer i oljeprisen, gjennom effekter både på driftsbalansen ovenfor utlandet og investeringsaktiviteten i oljesektoren selv. Gjennom virkningene på statens oljeinntekter vil oljeprisene også kunne virke inn på finanspolitikken.

De to siste sammenhengene er imidlertid ikke klart identifisert, og heller ikke forsøkt modellert i den makroøkonomiske modellen som er brukt i denne analysen. Virkningene av konjunkturimpulser fra oljeinvesteringene og finanspolitikken blir derfor behandlet som separate impulser. På grunn av mangler ved modellen som er brukt, er det også behov for å beregne impulser fra bedriftenes lagertilpasninger, fra produksjon og investeringer som er eksogene i modellen, samt fra modellens uforklarte residualer (feilledd).

I alt er det i tillegg til en samlet beregning gjennomført 11 partielle beregninger, som igjen er samlet i seks hovedgrupper, nemlig bidrag fra:

Internasjonale produktmarkeder

Internasjonal markedsutvikling (volum-vekst)

Internasjonale markedspriser

Renter og valutakurser

Internasjonale renter (gitt faktisk valutakurs)

Valutakurs og uforklart rentedifferanse

Oljepriser og -investeringer

Oljepriser (i USD)

Oljeinvesteringer

Finanspolitikk

Kjøp av varer og tjenester, sysselsetting

Skatter, avgifter og overføringer

Lagerinvesteringer mv.

Lagerinvesteringer

Diverse produksjon og investeringer

Feilledd (utenom renterelasjonen)

Nedenfor redegjøres det kort for hvilke variable som er endret i de enkelte beregningene. I figur 11.8a-l er den faktiske og trendmessige utviklingen vist for et utvalg av disse variablene (eller for sammenveide aggregater av variable eller andre forsøk på å måle variable som er endret).

Impulser fra internasjonale produktmarkeder

KVARTS-modellen inneholder eksportrelasjoner for de fleste vare- og tjenestegruppene av betydning, der både markedsindikatorer og utenlandske priser inngår. Beregningen viser virkningen av at disse variablene ikke har fulgt sine trendmessige baner. For eksporten av oppdrettsfisk, som ikke er modellert, viser beregningen virkningene av at eksportvolumet ikke har fulgt en trendmessig utvikling.

Impulsene fra internasjonale produktmarkeder når Norge både gjennom svingninger i etterspørselen i markedene for norsk eksport (i modellen målt med en markedsindikator for hver eksportvare, basert på importutviklingen i om lag 20 av våre viktigste eksportland), og via svingningene i prisene i disse markedene, som påvirker norske bedrifters konkurranseevne og markedsandeler. Prisene påvirker også de norske importprisene, og dermed utviklingen i de norske bedriftenes konkurranseevne og markedsandeler på hjemmemarkedet.

Den aggregerte indikatoren for internasjonal markedsutvikling lå betydelig over trenden ved inngangen til perioden, jf. figur 11.8a, men falt deretter markert under trenden fram til 1993. Dette reflekterer både lavkonjunkturen i USA på begynnelsen av 1990-tallet og nedgangen i Europa som fulgte etter tysk samling i 1990 og påfølgende høye realrenter. Deretter tok veksten seg opp, først og fremst i USA, og markedsindikatoren la seg svakt under trendnivået i 1994–96. Gjennom 1997 og 1998 ga indikatoren klare positive impulser, nå fordi markedet også tok seg opp i EU-landene. Prisene på disse markedene viste noe av det samme konjunkturforløpet, jf. figur 11.8b, med den forskjell at avvikene fra trenden i første halvdel av perioden var mindre markerte, og avvikene i siste halvdel mer markerte.

Impulser fra rente- og valutamarkedene

I analyseperioden har Norge hatt enten fast valutakurs (definert som en annonsert sentralkurs med svingemarginer) eller en stabil valutakurs (definert som en målsone som valutakursen over tid skal bringes tilbake til) som mål for pengepolitikken. Det innebærer at konjunkturimpulser kan komme både via rente- og valutamarkedene. Siden impulsene fra internasjonale priser er behandlet i beregningen ovenfor, er det endringene i realrentene som her er relevante. Ifølge modellen vil endring i realrenta i utlandet på lang sikt slå ut i en tilsvarende endring i realrenta i Norge. På kort sikt vil virkningen imidlertid i noen grad avhenge av om det er nominelle renter eller inflasjonen i utlandet (eller innenlands) som endres.

Som nevnt foran, ble begynnelsen av 1990-tallet preget av forholdsvis høye realrenter i ecu-området, som følge av kombinasjonen av ekspansiv finanspolitikk og kontraktiv pengepolitikk i Tyskland etter tysk samling, jf. figur 11.8c. Deretter falt realrentene markert, og lå mot slutten av perioden lavere enn det vi i prognose-forlengelsen av serien har antatt er trendnivået (2 prosent).

I samme periode har det vært en tendens til svekkelse av den importveide kronekursen (økt pris på utenlandsk valuta, målt i kroner), jf. figur 11.8d, med unntak for en forbigående styrking i 1995–97. En økt valutakurs (depresiering av krona) bidrar til å styrke norske bedrifters konkurranseevne, og reduserer importen og øker eksporten og samlet produksjon. Konsumet øker på kort sikt, men reduseres fom. tredje år idet depresieringen i større grad veltes over i innenlandske priser. Effekten på BNP Fastlands-Norge er sterkest det andre året, men de ekspansive virkningene holder seg i opp mot 10 år.

I tillegg til endringer i realrenter i de landene vi har ønsket stabil valutakurs mot (for mesteparten av perioden betyr det ecu-/eurorenter) og endringer i valutakursen, kan endringer i norske pengemarkedsrenter skyldes skiftende tiltro til den norske valutakursen. Selv om modellen i hovedsak reproduserer utviklingen i norske pengemarkedsrenter på en god måte, klarer den ikke å fange opp de mest markerte, kortsiktige utslagene, slik vi f.eks. så høsten 1992; disse utslagene har derfor i noen grad slått ut i modellrelasjonens feilledd. For å få med de fulle virkningene av disse hendelsene har vi derfor latt feilleddene følge sin «trendmessige» bane (dvs. at feilleddene er satt lik null gjennom hele perioden), på linje med valutakursen og de internasjonale realrentene. Feilleddet i renterelasjonen har som seg hør og bør stadig skiftet fortegn, men likevel slik at samspillseffekter gir forholdsvis langvarige avvik mellom faktisk og modellberegnet rente i en dynamisk simulering av relasjonen, jf. figur 11.8e. Det er disse avvikene som er impulsene fra renterelasjonen.

Impulser fra oljepriser og -investeringer

I modellen er det ingen sammenheng mellom oljeprisen og aktiviteten i oljesektoren. Oljeprisen påvirker norsk økonomi utelukkende gjennom virkningene på innenlandske priser og norske renter (via virkningene på inflasjon og driftsbalansen). En økt oljepris virker isolert sett (dvs. forutsatt at øvrige priser i utlandet er uendret 13 ) kontraktivt på norsk økonomi, med unntak av de to første årene, da effekten er svakt ekspansiv. Den kontraktive effekten skyldes at virkningene av økte kostnader og inflasjon (som isolert sett bidrar til svekket konkurranseevne for norske bedrifter og høyere norske renter) er sterkere enn virkningene av en bedret driftsbalanse for Norge (som isolert sett bidrar til lavere norske renter)

Den beregnede trenden for oljeprisen har ligget forholdsvis stabil på i underkant av 20 dollar per fat gjennom det meste av perioden, jf. figur 11.8f. Den faktiske prisen har imidlertid svingt en del. I 1989 lå prisen lavere enn trenden, i 1990–91 vesentlig høyere (Golf-krigen). I 1992–96 var avvikene fra trend mindre markerte, men i 1998 og begynnelsen av 1999 lå prisen betydelig under trenden.

Når det gjelder aktiviteten i sektoren har vi valgt å beregne virkningene av at oljeinvesteringene ikke har fulgt en trendmessig utvikling i perioden. Grunnen til å fokusere på oljeinvesteringene i stedet for direkte på f.eks. oljeproduksjonen, er at det er investeringene som gir de sterkeste impulsene til aktiviteten i Fastlands-Norge. I den versjonen av modellen som er brukt i analysen vil dessuten en trendmessig utvikling i investeringene gi en trendmessig utvikling i realkapitalen og dermed produksjonen i sektoren.

Også oljeinvesteringene har svingt en del gjennom den perioden vi analyserer, jf. figur 11.8g. Fra å ligge under trenden ved inngangen perioden, lå de over trenden i 1992–94, igjen på undersiden i 1995–96, og til slutt markert på oversiden i 1997–99. Forlengingen av seriene med prognoser blir spesielt viktig for oljeinvesteringene, siden det er ventet at utbyggingstempoet vil bli klart lavere framover enn på 1990-tallet. Den beregnede trenden viser således fall gjennom siste del av 1990-tallet, etter å ha vist vekst fram til 1995. Med et slikt forløp vil valg av hvor stor vekt som legges på en jevn trend gi store utslag i den beregnede konjunkturimpulsen.

Impulser fra finanspolitikken

Finanspolitikk brukes her i betydningen offentlig sektors inntekter og utgifter. Begrepet er altså ikke begrenset til de inntektene og utgiftene som føres over statsbudsjettet, og som for eksempel er utgangspunktet for Finansdepartementets finanspolitiske indikator (det olje-, rente- og aktivitetskorrigerte budsjettoverskuddet). Både på inntekts- og utgiftssiden er rammene for kommunenes virksomhet i hovedsak bestemt av sentrale myndigheter, i siste instans Stortinget, gjennom lover og andre pålegg. Ved vår definisjon av finanspolitikk får vi f.eks. med investeringskostnadene knyttet til oppstartingen av 6-årsreformen, en reform som Stortinget påla kommunene, med underliggende forutsetning om at utbyggingen skulle lånefinansieres. I vår beregning blir investeringskostnadene regnet som del av finanspolitikken i disse årene. I Finansdepartementets finanspolitiske indikator slår de først ut etter hvert som kommunene blir kompensert for kostnadene ved å betjene lånene, gjennom økte overføringer.

I begrepet finanspolitikk har vi også inkludert utgifter som følger av vedtak i Stortinget til virksomheter som er eid av staten, men ikke inngår som del av statsforvaltningen. I perioden vi betrakter gjelder det først og fremst deler av investeringene tilknyttet Gardermoen og Gardermobanen, som formelt sett er organisert som aksjeselskap. Ved beregningen av en trendmessig bane for offentlige inntekter og utgifter har vi dessuten korrigert for visse definisjonsmessige endringer i regnskapsføringen, som skyldes at en rekke tidligere statlige institusjoner som er tatt ut av statsforvaltningen i løpet av perioden (gjelder Jernbaneverket, Luftfartsverket, Statens kartverk, GIEK, Forsvarets bygningstjeneste og Statens veivesen).

Det å beregne konjunkturimpulsene fra finanspolitikken som avviket mellom faktisk og trendmessig utvikling er uproblematisk når det gjelder utgifter til offentlig kjøp av varer og tjenester til konsum- og investeringsformål og offentlig sysselsetting, jf. figur 11.8h. Dette er poster som myndighetene vedtar på nivåform. Noe annet er det med skatter, avgifter og ulike overføringer der vedtakene gjøres i form av satser. For disse variablene er det avvikene fra en trendmessig utvikling i satsene som er lagt til grunn. For eksempel innebærer det at impulsene fra skattereformen av 1992 er beregnet i forhold til en bane der skattesatsene gradvis er endret, jf. figur 11.8i. Tilsvarende for endringer i momsen (jf. figur 11.8j) og andre avgifter.

Impulser fra lagerinvesteringer mv.

Som det framgår av figur 11.8k, har det vært store svingninger i lagerinvesteringene gjennom 1990-tallet. Slik KVARTS-modellen foreligger i dag, inneholder den ikke relasjoner for bedriftenes lagerhold. Konjunkturbidragene fra lagerinvesteringer er derfor beregnet direkte, ved å sammenholde den faktiske utviklingen med en bane med trendmessig utvikling i lagerinvesteringene. Det er vanlig å anta at endringene i lager er en viktig komponent i konjunkturforløpet, men de siste årene har det vært vanskelig å komme frem til pålitelige relasjoner for lager. En overgang til «just in time» prinsippet kan være en forklaring på dette, det at bedriftene over tid har redusert lagerholdet i forhold til produksjonen kan ha bidratt til at det for overgangsperioden ikke er mulig å tallfeste noe stabilt forhold mellom lager og produksjon. Men en kan ikke se bort fra at dette først og fremst er et dataproblem: Lagerinvesteringer i det norske nasjonalregnskapet inkluderer også statistiske feil mv. som følge av inkonsistent informasjon om nivået på tilgang og anvendelse av de enkelte produkter. En må derfor være varsom med å tolke for mye økonomisk adferd inn i dette skiftet.

I KVARTS-modellen er dessuten produksjonen eller investeringene i enkelte fastlands-næringer eksogene. Det kan skyldes at produksjonen på kort sikt er bestemt av andre forhold enn rent økonomiske variable (f.eks. svingninger i temperatur og klima, slik som i jordbruk og kraftforsyning), eller at det i enkelte sektorer (blant annet energirelaterte næringer og innenlandsk samferdsel) ikke har vært mulig å tallfeste noen stabile sammenhenger som forklarer investeringene. Bidragene fra disse sektorene til konjunkturavvikene for BNP for Fastlands-Norge er beregnet for seg, basert på avviket mellom faktisk serie og trend, jf. figur 11.8l, men viste seg å ha svært små konjunktureffekter. De er derfor i det følgende slått sammen med bidragene fra lagerinvesteringene.

Feilledd – impulser som per definisjon ikke kan forklares

I tillegg til bidrag fra identifiserbare sjokk til norsk økonomi gjennom variablene gjennomgått foran, har vi også beregnet virkningene av å sette feilleddene i modellen (dvs. de feilleddene som må brukes for at hver økonometrisk modellrelasjon skal treffe sine faktiske verdier) lik null. Dette er «konjunkturimpulser» som modellen per definisjon ikke er i stand til å forklare.

c Hovedtrekk ved beregningsresultatene

Før vi går over til å kommentere hver av beregningene i detalj, skal vi først peke på noen hovedtrekk ved resultatene. I tabell 11.4 har vi i første linje tatt gjennomsnitt av absolutt-avvikene for den faktiske BNP-serien for perioden 1989–99 under ett, samt for de to periodene med hhv. lav- og høykonjunktur. Vi ser at konjunkturutslaget under lavkonjunkturen 1989–95 (2,3 prosent) gjennomgående var noe sterkere enn under høykonjunkturen 1996–99 (1,8 prosent).

De øvrige linjene i tabellen viser om de ulike impulsene bidro til å øke eller redusere absolutt-avviket, dvs. til å forsterke det sykliske utslaget i BNP for Fastlands-Norge, eller ikke. Linja for uforklarte bidrag er beregnet som den delen av faktisk avvik som ikke blir forklart av de beregnede bidragene i alt. Som vi vil redegjøre for senere, antar vi at de uforklarte bidragene først og fremst må tilskrives konjunkturimpulser som oppsto før beregningsperioden; f.eks. dereguleringene tidligere på 1980-tallet. De uforklarte bidragene har da også avtatt over tid.

Når det gjelder enkeltbidragene, ser vi at impulsene fra internasjonale produktmarkeder bidro motsyklisk både under lavkonjunkturen og høykonjunkturen, mens renter og valutakurser og oljepriser og -investeringer bidro medsyklisk i begge periodene. Finanspolitikken bidro motsyklisk alt i alt, men medsyklisk under høykonjunkturen.

Tabellen viser at de største bidragene beregningsmessig har kommet fra lagerinvesteringer mv. og feilleddene. Men utenom disse bidragene kommer de største (medsykliske) konjunkturbidragene for analyseperioden under ett, fra oljepriser og –investeringer. Dersom lagerinvesteringer hadde vært modellert, så ville bidragene herfra blitt fordelt på de øvrige impulsene. Det ville antakelig ha redusert de motsykliske bidragene fra internasjonale produktmarkeder, og forsterket det medsykliske bidragene fra oljepriser- og investeringer ytterligere.

Fordi modellen er ikke-lineær (og fordi metoden med å beregne absoluttverdier er ikke-lineær) så er ikke bidraget fra alle impulsene på en gang lik summen av bidragene fra enkeltimpulsene. F.eks. er summen av enkeltbidragene for høykonjunkturperioden 1996–99 på 2,1 prosent, mens totalbidraget er på bare 1,1 prosent. En del av forklaringen er at når mange positive bidrag til BNP for Fastlands-Norge legges oppå hverandre, så bidrar det til å redusere arbeidsledigheten så mye at reallønningene tiltar sterkt, konkurranseevnen svekkes, noe som isolert sett trekker produksjonen ned. Dette er nettopp et uttrykk for kostnadene ved store konjunkturavvik som vi omtalte innledningsvis.

På samme måte som tabell 11.4 belyser bidragene til absoluttverdien av konjunkturavvikene under høy- og lavkonjunkturen, har vi i tabell 11.5 beregnet bidragene til absoluttverdien til veksten i konjunkturavvikene under konjunkturoppgangen og –nedgangene. Veksten i konjunkturavviket er det samme som avviket fra trendvekst. (Mens tabell 11.4 var basert på gjennomsnitt av kvartalstall, er tabell 11.5 basert på gjennomsnitt av årlige tall.)

Grunnen til at vi i tabell 11.5 viser absolutt-verdiene av avvikene fra trendveksten, er at i flere av de kontrafaktiske beregningene er vekstbidragene i enkelte år så sterke, at vi med en kontrafaktisk utvikling ville fått en annen inndeling i perioder med konjunkturoppganger og –nedganger. Når vi bruker den inndelingen av årene som er vist i hodet på tabellen, så vil dermed gjennomsnittet for den kontrafaktiske avviket fra trendvekst inkludere både år med oppgang og nedgang, dvs. at det gjennomsnittlige avviket vil bli mindre enn om vi hadde regnet oppgangsår og nedgangsår hver for seg. Vi hadde undervurdert det positive vekstavviket i konjunkturoppganger, og undervurdert det negative vekstavviket i nedganger. Dermed hadde vi overvurdert bidragene fra de ulike impulsene til avviket fra trend. Ved i stedet å se på absoluttverdien av vekst-avvikene, unngår vi dette problemet.

Den første linja viser at veksten i alle de tre konjunkturfasene gjennomgående har ligget drøye 1 prosentpoeng unna trendveksten (og trendveksten i denne perioden har – som vi redegjorde for i kapittel 2 – steget fra i underkant av 2 prosent per år til i underkant av 2,5 prosent). Siden de årene som er gruppert sammen i hver av fasene enten alle ligger under trendveksten, eller alle over trendveksten, så betyr det at i konjunkturnedgangen 1989–92 og 1998–99 lå veksten drøye 1 prosent under trendveksten, mens i oppgangen 1993–97 lå veksten drøye 1 prosent over trendveksten.

Det uforklarte bidraget til avvik fra trendvekst har vært stort, men avtakende over tid. Motsatt har det samlete beregnede bidraget til avvik fra trendvekst økt over tid. Av enkeltskiftene er det – foruten bidragene fra lagerinvesteringene – renter/valutakurser og oljepriser/investeringer som (partielt sett) har bidratt til å øke avviket fra trendvekst. I særdeleshet bidro endringen i renter og valutakurser til å forsterke vekstutslagene i 1998–99. 14 Motsatt er det særlig finanspolitikken som har bidratt til å redusere avviket fra trendvekst, og da først og fremst pga. den kraftige omleggingen av politikken i ekspansiv retning mot slutten av konjunkturnedgangen i 1991–92.

Elleve år er et for spinkelt grunnlag for å påstå et mønster. Men at bidragene fra internasjonale produktmarkeder fungerte motsyklisk, at oljeinvesteringene fungerte medsyklisk, og at finanspolitikken gjennomgående fungerte motsyklisk, men medsyklisk i en kortere periode i opphetingsfasen, var også konklusjoner fra det forrige konjunkturhistorie-prosjektet, når det gjaldt 1980-tallet. Mens det forrige prosjektet klarla at dereguleringen av finans- og boligmarkedene på 1980-tallet ga de sterkeste konjunkturbidragene, sitter vi i denne analysen igjen med en stor, men avtakende, uforklart restpost med negative konjunkturbidrag, som må skyldes impulser som oppsto før beregningsperioden, og som det er naturlig å se i sammenheng med ettervirkningene av dereguleringene. Slik sett kan en si at denne analysen bekrefter de viktigste konklusjonene fra den første, og at vi nå muligens kan belegge dette mønsteret med erfaringer fra en periode på snart tyve år.

d Detaljerte resultater

Detaljerte resultater av beregningene er gjengitt i figur 11.9 og tabell 11.6. Figur 11.9a-f viser faktisk konjunkturavvik for BNP Fastlands-Norge (jf. figur 11.3) sammen med kontrafaktisk avvik fra de ulike beregningene, dvs. hvordan konjunkturavviket hadde vært dersom de ulike impulsvariablene hadde fulgt sine trendmessige baner. Differansen mellom dem – bidragene fra de ulike konjunkturimpulsene til BNP Fastlands-Norge – er vist som stolper.

Tabell 11.6 viser i første linje gjennomsnittlig faktisk konjunkturavvik for BNP Fastlands-Norge for hvert av årene i analyseperioden og for hele analyseperioden under ett. Resten av tabellen viser hvordan impulser fra de ulike variablene har bidratt til disse konjunkturavvikene. Vi ser at for perioden under ett var det gjennomsnittlige konjunkturavviket på -0,85, noe som reflekterer at den kraftige lavkonjunkturen i begynnelsen av perioden dominerer over den etterfølgende høykonjunkturen. Vi ser dessuten at de gjennomsnittlige bidragene for perioden under ett fra de ulike impulsvariablene gjennomgående er små (med unntak av bidraget fra finanspolitikken på 0,67 og feilleddene på -0,45), dvs, at de ikke i særlig grad har påvirket nivået på BNP for Fastlands-Norge gjennom perioden som helhet, selv om de kan ha bidratt til å endre konjunkturforløpet.

Tabellen viser resultater fra alle de partielle beregningene, i tillegg til hovedgruppene. Selv om forspalten i tabellen er detaljert, vil kommentarene nedenfor i hovedsak konsentrere seg om de seks hovedgruppene av skift. På grunn av ikke-lineariteter i modellen og metoden som er brukt, kan bidragene i prinsippet ikke summeres.

For også å kaste lys over bidragene fra de ulike impulsene til veksten i BNP for Fastlands-Norge, gjengir figurene 11.10a-f fasediagram for hver av de seks hovedberegningene. Den heltrukne kurven i hver av figurene svarer til kurven i figur 11.5 foran (men nå basert på årsgjennomsnitt og ikke kvartalsdata), dvs. den viser kombinasjonen av faktisk nivå og vekst for BNP Fastlands-Norge, begge regnet som avvik fra trend. Den stiplede linja viser hvordan utviklingen ville ha vært med trendmessig utvikling i den aktuelle impulsvariabelen. Bidraget fra variabelen framgår ved å sammenholde punkter for samme år (årene er markert med tall).

Bidrag fra internasjonale produktmarkeder

Som det framgår av tabell 11.6, bidro impulser fra de internasjonale produktmarkedene positivt til samlet produksjon for Fastlands-Norge i årene 1989–92 (og 1995), men negativt de øvrige årene. Disse impulsene bidro til å forsterke konjunkturutslaget i årene 1993–94, men til å dempe konjunkturutslagene de øvrige årene. Dermed bidro de til å dempe konjunkturutslagene for analyseperioden under ett (gjennomsnittlig absoluttverdi av konjunkturavviket ble endret med -0,22 prosentpoeng som følge av impulsene fra internasjonale produktmarkeder).

Ser vi derimot på endringene i bidragene, får vi et litt annet bilde. Tabell 11.6 viser at bidragene gjennomgående faller over tid (fra 0,63 i 1989 til -0,33 i 1999). Selv om internasjonale produktmarkeder ga positive bidrag under konjunkturnedgangen 1989–92, så avtok bidragene mot slutten og frem til 1993, dvs. endringen i bidragene bidro til å forsterke siste del av nedgangen og motvirke omslaget i 1993. Tilsvarende bidro endringene i bidragene til å forsterke oppgangen i 1994–95, og til å forsterke nedgangen i 1998–99.

Bidragene fra markedsvekst og markedspriser er svakt positivt korrelert, men med forholdsvis lav koeffisient (0,30). En sammenligning av impulsene fra markedsvekst og priser (dvs. konjunkturavvikene for disse variablene) viser derimot en vesentlig sterkere positiv samvariasjon (0,55). En positiv samvariasjon er hva en skulle vente om priser og markedsvekst i utlandet er drevet av etterspørsels-sjokk (som presser kostnadene for utenlandske bedrifter opp).

Fasediagrammet i figur 11.10a gir en samlet oversikt over bidragene til nivå og endring. Hovedinntrykket er at impulsene alt i alt bidro til å dempe konjunkturforløpet, særlig i begynnelsen av perioden.

Bidrag fra renter og valutakurser

I tråd med den internasjonale realrenteutviklingen, jf. figur 11.8c, ser vi av tabell 11.6 at negative bidrag fram til 1994 ble snudd til positive bidrag fom. 1995. Når vi også trekker inn bidragene fra valutakurs mv. blir imidlertid bildet litt mer broket; det samlede bidraget fra alle faktorene har iflg. tabell 11.6 skiftet fortegn flere ganger gjennom perioden. Disse impulsene bidro alt i alt til å dempe konjunkturutslagene i 1989–90 og 1994–96, mens de bidro til å forsterke konjunkturutslaget under den sterkeste delen av lavkonjunkturen i 1991–93 og høykonjunkturen 1997–99. For hele analyseperioden under ett bidro impulsene til å øke den gjennomsnittlige absoluttverdien av konjunkturavviket med 0,22 prosentpoeng.

Også når vi ser på endringene i bidragene, er bildet noe blandet. Mest påfallende er det at utviklingen i renter og valutakurs bidro til å forsterke konjunkturnedgangen 1991–92 og motvirke oppgangen i 1993, og bidro til å forsterke oppgangen i 1997 og motvirke nedgangen i 1998. Det betyr at de bidro til å forlenge slutten av konjunkturnedgangen tidlig på 1990-tallet og til å forlenge slutten av oppgangen på slutten av 1990-tallet.

Sett i sammenheng må en dermed slutte at impulser fra rente- og valutamarkedet bidro til å forsterke konjunktursvingningene i norsk økonomi fra og med 1991, enten man ser på konjunkturbevegelsene på nivå- eller vekstform. Det samme inntrykket gir fasediagrammet i figur 11.10b. Det er imidlertid viktig å ha i mente at vi her diskuterer effekten på konjunkturforløpet for BNP Fastlands-Norge, og ikke spørsmålet om en stabilisering av andre målvariable, som inflasjonen eller driftsbalansen. Det kan være at pengepolitikken f.eks. har bidratt til prisstabilisering, men samtidig også en destabilisering av BNP.

Det er realrenta internasjonalt som gjennomgående bidro til å forsterke konjunkturavvikene; valutakursen og forhold som slo ut i feilleddet i renterelasjonen bidro derimot til å dempe det gjennomsnittlige avviket for perioden under ett. Det er bare en svak positiv korrelasjon mellom nivået på disse bidragene (0,29). Endringene i bidragene trakk derimot i større grad i samme retning, her var korrelasjonskoeffisienten på 0,53.

I analyseperioden har det ikke vært klare tegn til at konjunkturimpulser via varemarkedene har vært motvirket av impulser via rentemarkedene, slik en kunne ha håpet, i den grad rentene i utlandet brukes til å motvirke svingninger i produktmarkedene. Det er riktignok slik at konjunkturimpulsene via internasjonale realrenter og internasjonale priser i viss grad har motvirket hverandre, men denne effekten mer enn oppheves når vi trekker inn også bidragene fra internasjonal markedsvekst (og spesielle forhold som har påvirket valuta- og renteutviklingen i Norge). Dette kan skyldes at renteimpulsene ute rent faktisk kommer i etterkant av konjunktursvingningene (forsinkelser i implementeringen og transmisjonen gjør at pengepolitikken ikke virker motsyklisk), det kan skyldes ulike etterslep i gjennomslaget av disse impulsene i norsk økonomi, og – ikke minst – det kan skyldes at konjunkturimpulsene via de internasjonale produkt- og rentemarkedene rent faktisk ikke stammer fra samme økonomiske området: Som følge av at Norge fom. oktober 1990 har valgt å formulere valutakursmålet i forhold til ecu/euro, påvirkes norske renter i første rekke av rentene i ecu/euro-området, mens volum- og prisindikatorene for produktmarkedene reflekterer et bredere, handelsveid sett med land, hvor blant annet utviklingen i Sverige, Storbritannia og USA er viktig.

Bidrag fra oljepriser og -investeringer

De beregnede bidragene fra oljepriser og -investeringer i tabell 11.6 følger i stor grad utviklingen i oljeinvesteringene. Oljepriser og -investeringer bidro til å forsterke konjunkturutslagene i åtte av de elleve årene i perioden. For perioden under ett bidro dette til å øke det absolutte konjunkturavviket for BNP Fastlands-Norge med 0,30 prosentpoeng i gjennomsnitt. Bidragene var positive, men avtakende i slutten av konjunkturnedgangen tidlig på 1990-tallet, og positive og tiltakende helt mot slutten av den påfølgende oppgangen. Fasediagrammet i figur 11.10c indikerer at bidragene gjennomgående forsterket konjunkturutslagene, både på nivå- og vekstform, både i begynnelsen og slutten av analyseperioden.

Bidragene fra oljeprisene er nesten neglisjérbare i forhold til bidragene fra oljeinvesteringene (eller de andre bidragene som er vist i tabellene for den saks skyld). Av dette kunne en komme til å slutte at svingninger i oljeprisene spiller liten rolle for konjunkturforløpet i norsk økonomi. Men det er viktig å huske at KVARTS-modellen ikke inneholder koblinger mellom oljepriser og oljeinvesteringer. Modellen tar heller ikke hensyn til eventuelle koblinger mellom statens oljeinntekter og konjunkturimpulsene fra finanspolitikken.

Selv om svingningene i oljeinvesteringene opplagt også må skyldes andre ting enn svingninger i oljeprisene, synes det rimelig å tro at en del av virkningene av konjunkturimpulsene fra oljeprisene i vår beregning er fanget opp i bidragene fra oljeinvesteringene. Bidragene fra oljepriser og oljeinvesteringer er negativt korrelert (-0,59). Dette er hva en skulle vente hvis impulsene i oljepriser og investeringer er positivt korrelert, siden økte oljepriser gjennomgående virker kontraktivt på økonomien, mens økte oljeinvesteringer virker ekspansivt. I perioden har riktignok samtidig korrelasjon mellom konjunkturimpulsene i oljepriser og –investeringer vært negativ, men korrelasjonen er sterkt positiv når man sammenligner oljeinvesteringene med oljeprisene åtte kvartaler tidligere. Det at konjunkturbidragene likevel er negativt korrelerte, kan skyldes at konjunkturimpulsene fra oljeinvesteringene trenger kortere tid på å bre seg i økonomien, enn konjunkturimpulsene fra oljeprisene (jf. at det tar et par år før den kontraktive effekten av høyere oljepriser setter inn): Først stiger oljeprisene, deretter oljeinvesteringene, men de negative effektene av økte oljepriser kommer samtidig med de positive effektene av økte oljeinvesteringer.

Bidragene fra oljepriser og oljeinvesteringer er negativt korrelert (-0,59). Dette er hva en skulle vente hvis impulsene i oljepriser og investeringer er positivt korrelert, siden økte oljepriser gjennomgående virker kontraktivt på økonomien, mens økte oljeinvesteringer virker ekspansivt. I perioden har riktignok samtidig korrelasjon mellom konjunkturimpulsene i oljepriser og –investeringer vært negativ, men korrelasjonen er sterkt positiv når man sammenligner oljeinvesteringene med oljeprisene åtte kvartaler tidligere. Det at konjunkturbidragene likevel er negativt korrelerte, kan skyldes at konjunkturimpulsene fra oljeinvesteringene trenger kortere tid på å bre seg i økonomien, enn konjunkturimpulsene fra oljeprisene (jf. at det tar et par år før den kontraktive effekten av høyere oljepriser setter inn): Først stiger oljeprisene, deretter oljeinvesteringene, men de negative effektene av økte oljepriser kommer samtidig med de positive effektene av økte oljeinvesteringer.

Som nevnt, har vi ovenfor forutsatt at internasjonale priser ikke endres som følge av endringer i oljeprisene, noe som ville trekke i kontraktiv retning på kort sikt. Det skal på den annen side ikke særlig sterke positive virkninger fra oljepriser til oljeinvesteringer til for at det samlede bidraget fra økte oljepriser skal bli klart positivt på lengre sikt. Positive virkninger via finanspolitikken kan forsterke dette ytterligere. 15 Vi kommer tilbake til dette mot slutten av artikkelen.

Bidrag fra finanspolitikken

I motsetning til første halvdel av 1980-tallet, da det syntes å være en bevisst politikk at finanspolitikken ikke skulle brukes til stabiliseringsformål (se Cappelen, Johansen og Moum, 1993), og da finanspolitikken i perioder kom til å fungere medsyklisk, har intensjonen siden 1986 vært at finanspolitikken skulle brukes til å dempe konjunkturutslagene i økonomien. Gjennom innstillingen fra Sysselsettingsutvalget (NOU, 1992) ble dette en av bærebjelkene i det såkalte Solidaritetsalternativet. Målt med Finansdepartementets budsjettindikator (den årlige endring i olje-, rente- og aktivitetskorrigert overskudd regnet som prosent av BNP for Fastlands-Norge ) oppfylte politikken i stor grad dette, finanspolitikken var ekspansiv i årene 1989–93, og kontraktiv i årene 1994–99.

Budsjettindikatoren har imidlertid noen svakheter som mål på virkningene av politikken. For det første tar den ikke hensyn til at ulike deler av budsjettet virker i ulik grad inn på norsk økonomi. For det andre viser den bare virkninger av vedtak som henregnes til statsforvaltningen, mens vedtak som bare får betydning for kommuneforvaltningen eller statlig eide aksjeselskaper ikke regnes med. For det tredje viser den impuls, og ikke virkning, dvs. at indikatoren overser at det tar tid før de fulle virkningene av politikken slår ut, og at de ulike politikkelementene virker med ulik hastighet. For det fjerde må man ta hensyn til at den er på endringsform, det betyr at politikken i nivåforstand kan være kontraktiv selv om budsjettet er lagt om i ekspansiv (eller mer presist: mindre kontraktiv) retning. Nå vil dette være helt greit om en ønsker å vurdere impulsene til konjunktursvingningene på vekstform. Men som vi har argumentert for tidligere, kan det være særlig nivået på konjunkturavviket som har makroøkonomiske virkninger, snarere enn veksttakten i seg selv.

Tabell 11.6 viser således at til tross for at politikken ble lagt om i mindre kontraktiv retning i 1989 og 1990, bidro finanspolitikken fortsatt sterkt negativt til konjunkturavviket for BNP for Fastlands-Norge, og bidro dermed til å forsterke lavkonjunkturen. Det var først og fremst kjøp av varer og tjenester som bidro negativt. Først i 1991 var politikken lagt så mye om i ekspansiv retning at konjunkturbidraget ble positivt. Deretter bidro finanspolitikken ekspansivt til norsk økonomi gjennom resten av analyseperioden. Kjøp av varer og tjenester (inkl. 6-årsreformen og Gardermoen) ga ekspansive bidrag fra 1992 og utover, mens skatter, avgifter og overføringer bidro ekspansivt i årene 1991–97. Siden den siste delen av perioden var preget av høykonjunktur, var det dermed bare i årene 1991–96 at finanspolitikken bidro til å redusere konjunkturavviket for BNP Fastlands-Norge, mens den bidro til å forsterke avviket i årene 1989–90 og 1997–99. Det betyr at i fem av elleve år bidro finanspolitikken medsyklisk til konjunkturavviket.

Ser vi på endringen i konjunkturbidraget, framstår politikken som noe mer motsyklisk, for såvidt i tråd med budsjettindikatoren, som også er på endringsform. Bidraget fra finanspolitikken til veksten i norsk økonomi tiltok i perioden 1991–94, mens økonomien fortsatt var dypt inne i lavkonjunkturen og konjunkturoppgangen som satte inn i 1993, bare var inne i sin begynnende fase. Bidraget svekket seg i 1995–96, dvs. at finanspolitikken bidro til å dempe veksten, da konjunkturoppgangen førte økonomien over fra lavkonjunktur til høykonjunktur. Men deretter styrket bidraget seg i høykonjunkturåret 1997, for så å falle noe tilbake i 1998 og 1999. Et samlet bilde på virkningene av finanspolitikken på konjunkturavviket for BNP Fastlands-Norge på både vekst- og nivåform, får vi av fasediagrammet i figur 11.10e.

Trass i fem år med medsyklisk politikk, førte de klare motsykliske bidragene i årene 1991–96 til at finanspolitikken bidro til å dempe den gjennomsnittlige absoluttverdien av konjunkturavvikene for perioden som helhet, om enn bare svakt (-0,17 prosentpoeng). Av tabell 11.6 fremgår det at de motsykliske bidragene særlig skyldes periodene med ekspansiv finanspolitikk, noe som har medført at konjunkturavvikene i gjennomsnitt for perioden ble økt med 0,67 prosentpoeng som følge av bidragene fra finanspolitikken. (I figuren 11.10e framgår det ved at den faktiske konjunkturbanen gjennomgående er forskjøvet mot høyre, sett i forhold til den kontrafaktiske banen. Det er ingen tilsvarende synlig forskyvning av konjunkturbanen vertikalt i diagrammet, idet det over perioden kun var en årlig mervekst på 0,05 prosent.)

Selv om det i ettertid kan hevdes at politikken burde vært lagt om i mer ekspansiv retning på et tidligere tidspunkt (f.eks. slik at en hadde fått mer ekspansive bidrag allerede i 1989–90, noe som ville krevd en omlegging av politikken allerede i 1988), er det vanskelig å være svært kritisk til at finanspolitikken ikke ble omstilt raskere. Det tar som nevnt tid å få fram informasjon om konjunkturutviklingen, det tar tid å få utformet og implementert politikken, og det tar tid før den implementerte politikken virker inn på økonomien. Alt i alt bør derfor motkonjunkturpolitikken tidlig på 1990-tallet karakteriseres som forholdsvis vellykket, det gjelder i alle fall for perioden 1991–96. De motsykliske bidragene var særlig sterke (rundt 1 prosent) i 1992–94, dvs. fra slutten av tilbakeslaget og gjennom innhentingen. Dette selvsagt ikke helt tilfeldig, idet den ekspansive motkonjunkturpolitikken nettopp bidro til å snu nedgangen til oppgang, et omslag som ellers ville ha kommet noe senere.

Det er interessant å sammenholde dette med årene med de sterkeste medsykliske bidragene i 1997–98 (rundt 1 prosentpoeng økt konjunkturavvik), som særlig kom i slutten av opphetingsfasen, dvs. i diametralt motsatte fase av sykelen i forhold til årene 1991–92. Her kunne en i utgangspunktet ventet at mulighetene for en motsyklisk tilstramming burde være like gode som mulighetene for den motsykliske ekspansjonen som ble gjennomført tidlig på 1990-tallet.

Det medsykliske preget er særlig sterkt for 1997. Det var det femte året på rad med konjunkturoppgang, men det var bare det andre året med høykonjunktur. Til sammenligning var 1991 (det året de finanspolitiske bidragene ble motsykliske) det fjerde året med konjunkturnedgang og det tredje med lavkonjunktur. Det kan også være relevant at 1996 var et år med en jevnt over balansert situasjon i norsk økonomi, der BNP for Fastlands-Norge lå nær trenden, både på nivå- og vekstform. Politikken kan altså ha vært basert på en forutsetning om at økonomien nå var inne i en balansert bane, men uten en tilstrekkelig forståelse av at underliggende dynamikk sammen med endringer i politikken kunne bringe økonomien ut av denne balanserte banen. Det kan også ha spilt inn at den økonomiske handlefriheten syntes stor, idet oljeprisen en periode rundt årsskiftet 1996/97 lå over 20 dollar per fat for første gang siden Golf-krigen i 1990/91. Det er også verdt å merke seg at 1997 var preget av såpass uenighet om budsjettpolitikken at det endte med regjeringsskifte etter Stortingsvalget samme høst.

Endelig er det naturlig å peke på de svakheter vi tidligere har omtalt ved budsjettindikatoren, som bidrar til at denne indikatoren ikke gir et dekkende bilde av den samlede effekten av alle offentlige utgiftsvedtak i denne perioden. Poenget er søkt belyst i figur 11.11. Den viser trendavviket (altså konjunkturimpulsen) for offentlig konsum og investeringer når man som i den finanspolitiske indikatoren holder investeringene til 6-årsreformen og Gardermoen utenfor (stiplet linje), og når man inkluderer investeringsutgiftene til Gardermoen og 6-årsreformen som del av finanspolitikken (heltrukken linje). Vi ser at de to indikatorene gir en dramatisk ulik beskrivelse av ekspansiviteten i politikken. Regner vi Gardermoen og 6-årsreformen som del av finanspolitikken, bidro utgiftsiden i 1996–97 mer ekspansivt enn under motkonjunkturpolitikken tidlig på 1990-tallet. På denne bakgrunn kan stilles spørsmål ved om ikke 6-årsreformen og Gardermo-utbyggingen burde vært behandlet på en annen måte i den finanspolitiske indikatoren, eventuelt at en supplerte denne indikatoren med beregninger som viste den samlede effekten av de ulike finanspolitiske tiltakene. Det er uheldig dersom organiseringen av omfattende offentlige reformer og store offentlige utbyggingsprosjekter medfører at de rent budsjetteknisk unndras de samlede finanspolitiske prioriteringene og ikke inngår i den finanspolitiske indikatoren.

Selv om en den finanspolitiske indikatoren kan ha bidratt til å gi et noe skjevt inntrykk av konjunkturimpulsene fra finanspolitikken (i vid forstand) på 1990-tallet, er det interessant at finanspolitikken har fungert medsyklisk i slutten av alle konjunkturoppsving (dvs. i opphetingsfasen) etter at forventningene om oljeinntektene skikkelig grep oss i 1976. I følge Bowitz og Hove (1996) ga finanspolitikken således ekspansive bidrag til økonomien i opphetingsfasen både i 1976, 1979 og 1985. Samtidig ga finanspolitikken motsykliske bidrag mot slutten av alle de etterfølgende lavkonjunkturene – dvs. i innhentingsfasen. For de to øvrige fasene, avkjølings- og tilbakeslagsfasen, er bildet noe blandet, men en tendens (2 mot 1) til medsyklisk politikk i avkjølingsfasen, og motsyklisk politikk i kontraksjonsfasen. En mulig konklusjon er at en i norsk politikk evner å føre motkonjunkturpolitikk, særlig under (slutten av) lavkonjunkturen, men aldri når det går unna som verst i konjunkturoppgangen. Da må sluselukene åpnes, muligens for at ikke slusene selv skal bli tatt av «straumen».

En viktig forutsetning for å hevde at årene 1997–99 var år med medkonjunkturpolitikk er at trenden på slutten av perioden er riktig anslått. Denne trenden avhenger av de prognosene seriene er forlenget med. Disse prognosene forutsetter en vekst i offentlige utgifter på 2 prosent per år, vesentlig svakere enn det vi har sett for årene 1997–99, uendret skatte- og avgiftssystem og kun prisjusteringer av overføringssatser. Om finanspolitikken i årene framover skulle bli vesentlig mer ekspansiv, vil politikken i årene forut – per definisjon – i ettertid framstå som mindre ekspansiv, konjunkturmessig sett.

Bidrag fra lagerinvesteringer mv.

Lagerinvesteringer mv. ga gjennomgående det sterkeste bidraget til absolutt konjunkturavvik for BNP Fastlands-Norge, med et gjennomsnitt på 0,71 prosentpoeng for hele perioden under ett. Dette skyldes store medsykliske bidrag i åtte av de elleve årene. På endringsform blir de medsykliske bidragene mindre markerte, men fasediagrammet i figur 5.3d etterlater ingen tvil om at lagerinvesteringer mv. må sies å ha bidratt betydelig til å forsterke konjunkturutslagene i norsk økonomi.

Bidragene fra lagerinvesteringer viser en meget sterk samvariasjon med de faktiske konjunkturavvikene (korrelasjonskoeffisient på 0,9). En slik positiv sammenheng mellom lagerinvesteringer og samlet produksjon var hva man hadde i KVARTS-modellen tidligere, før de nevnte dataproblemene førte til at en ikke klarte å reestimere relasjonene. Et forsøk på å etablere relasjoner der lager fungerer som buffer ved endringer i etterspørselen, førte heller ikke fram, jf. Johansen (1994). Vi kommer mer utfyllende tilbake til bidragene fra lagerinvesteringene nedenfor.

Samspill mellom de ulike konjunkturimpulsene?

Et interessant spørsmål er om det har vært tendens til at de ulike konjunkturimpulsene har bidratt til å forsterke eller motvirke hverandre. For å undersøke dette har vi sett på korrelasjonen mellom hvert av de ulike skiftene. For de seks hovedgruppene vi har konsentrert oss om i denne artikkelen, får vi femten korrelasjonskoeffisienter. Av disse har seks en absoluttverdi på 0,5 eller større, de er markert med forbindelseslinjer i figur 11.12. De ni korrelasjonene som ikke er markert i figuren, har absoluttverdi på 0,4 eller mindre.

De fem sterkeste korrelasjonene er mellom konjunkturbidragene fra internasjonale produktmarkeder, oljepris og -investeringer, finanspolitikk og lagerinvesteringer mv., der alle korrelasjonene som knytter an til de internasjonale produktmarkedene er negative, mens korrelasjonene mellom de øvrige er positive. Den sjette er mellom lagerinvesteringer mv. og renter og valuta.

Sterkest er samvariasjonen mellom konjunkturbidragene fra internasjonale produktmarkeder og oljepris og -investeringer (-0,92). Selv om disse konjunkturimpulsene i utgangspunktet i svært stor grad har virket mot hverandre, har bidragene fra oljepris og -investeringer gjennomgående vært større i tallverdi enn bidragene fra internasjonale produktmarkeder, slik at oljebidragene har dominert over produktmarkedsbidragene. Mens markedsbidragene har vært negativt korrelert med den faktiske konjunkturutviklingen, har oljebidragene vært positivt korrelert. Med tanke på at konjunkturimpulser fra internasjonale produktmarkeder tradisjonelt har vært hovedårsaken til konjunktursvingninger i norsk økonomi, må vi altså slutte – i det minste for 1990-tallet – at oljen har snudd dette bildet: Ikke bare motvirket oljeinvesteringene de internasjonale markedsimpulsene, de mer enn motvirket, og bidro dermed til at norsk økonomi kom i motfase med bidragene fra internasjonale produktmarkeder.

Også den nest sterkeste samvariasjonen, mellom internasjonale produktmarkeder og finanspolitikken, er negativ (-0,82). Analysen foran viste at begge impulsene gjennomgående bidro motsyklisk, men med medsykliske bidrag i enkelte år. Grunnen til at samvariasjonen likevel er negativ kan være at de med unntak av 1997 aldri var medsykliske samtidig.

Den tredje sterkeste samvariasjonen er positiv, mellom oljepris og -investeringer og finanspolitikken (0,71). Den høye positive korrelasjonen skyldes først og fremst oljeinvesteringene; mellom oljepris og finanspolitikk er det bare en svak negativ korrelasjon . Det er vanskelig å gi en økonomisk begrunnelse for en positiv sammenheng mellom finanspolitikk og oljeinvesteringer. Trekker vi inn en mulig sammenheng mellom oljepris og -investeringer (jf. ovenfor) og mellom oljepris og finanspolitikk, kan vi imidlertid tenke oss en sammenheng. I analyseperioden har det riktig nok vært en svakt negativ samtidig samvariasjon mellom konjunkturimpulsene fra oljepris og offentlig konsum/investeringer. Men det har vært en klar positiv samvariasjon mellom oljepris og offentlig investeringer og konsum 5 – 7 kvartaler senere. Som vi påpekte i foran, tar det et par år før de kontraktive virkningene av oljeprisene slår igjennom, mens økte offentlige utgifter til kjøp av varer og tjenester – på samme måte som oljeinvesteringene – raskere slår ut i positive konjunkturbidrag. Det kan være dette som i beregningene slår ut som en svakt negativ samvariasjon mellom bidragene fra oljepriser og finanspolitikk. Det er i så fall rimelig å anta at den positive samvariasjonen mellom bidragene fra finanspolitikken og oljeinvesteringene i virkeligheten skyldes at begge disse variablene er positivt korrelert med oljeprisen et par år tidligere, og at det egentlig er virkningene av konjunktursvingningene i oljeprisene vi her fanger opp. En slik modell er skissert i figur 11.13

Den fjerde sterkeste samvariasjonen er mellom bidragene fra oljepriser og -investeringer og lagerinvesteringer mv. (0,67). Mer detaljert materiale tyder på at dette skyldes høy samvariasjon mellom bidragene fra oljeinvesteringene og bidragene fra endringene i lager av bensin, fyringsolje og særlig verkstedprodukter, skip og andre industriprodukter. En samvariasjon kan være tilfeldig, men en positiv sammenheng mellom disse variablene kan også tenkes å ha en økonomisk begrunnelse (mange komponenter til oljeanlegg mv. under arbeid og økt produksjonskapasitet og dermed lager av olje i perioder oljeinvesteringene er høye). Om slike sammenhenger hadde vært innarbeidet i modellen, ville impulsene fra oljeinvesteringene ha bidratt mer til konjunkturutslagene i BNP for Fastlands-Norge, enn det våre beregninger viser.

Den femte sterkeste samvariasjonen er mellom bidragene fra lagerinvesteringer og internasjonale produktmarkeder (-0,62). Negativ korrelasjon betyr at økt etterspørsel og høyere priser på våre eksportmarkeder (som bidrar til å øke norsk produksjon, enten direkte eller indirekte, pga. bedre konkurranseevne for norske bedrifter) går sammen med redusert lageroppbygging (som bidrar negativt til norsk produksjon). Hvis sammenhengen skal gis en økonomisk forklaring, må den være at lager fungerer som en buffer for økt etterspørsel rettet mot norske produkter. En slik modell fikk som tidligere nevnt liten eller ingen støtte i data (Johansen, 1994), men det kan skyldes lageradferden er ulik for produksjon rettet mot eksport- og hjemmemarkedet. I Wettergreen (1978) gis det således en beskrivelse av et normalt lagerforløp for den konjunkturfølsomme eksportindustrien som nettopp svarer til buffer-typen: Norsk eksport av slike varer reagerer tidlig i en internasjonal oppgang, idet de utenlandske kundene ønsker å fylle opp sine innsatsvarelagre når konjunkturoppgangen setter inn. I denne fasen trekker de norske bedriftene på sine ferdigvarelagre, som de har bygd opp under den forutgående konjunkturnedgangen. (Midt på 1970-tallet ble det endog gitt støtte til lageroppbygging for de norske bedriftene). Hvis en slik sammenheng hadde vært innarbeidet i modellen, ville antakelig impulser fra internasjonale produktmarkeder bidratt mindre til konjunkturutslagene i BNP for Fastlands-Norge, enn det våre beregninger viser.

Den sjette sterkeste samvariasjonen er mellom bidragene fra lagerinvesteringer mv. og renter og valuta (0,54). Korrelasjonen er særlig sterk (0,7) med bidraget internasjonale realrenter alene. En positiv samvariasjon er hva en skulle vente om rentene påvirker lagerinvesteringene direkte. På den annen side trenger ikke en slik korrelasjon å være uttrykk for noen årsakssammenheng. Bidragene fra internasjonale realrenter og lagerinvesteringene er hver for seg sterkt korrelert med konjunkturavviket for BNP Fastlands-Norge, noe den høye korrelasjonen mellom disse to skiftene kan være en ren refleks av.

Alt i alt innebærer momentene ovenfor, at om en tenker seg en mer omfattende modell enn den som er brukt i denne analysen, der oljeprisene evt. har positive virkninger på oljepriser og finanspolitikk med et par års etterslep og der det tas hensyn til virkningene av endringer i oljeinvesteringene og internasjonale produktmarkeder på lagerinvesteringene, så vil en vesentlig del av de beregnede konjunkturbidragene flyttes bort fra eksogene oljeinvesterings-, lager- og finanspolitikk-impulser, 16 og til betydelig økte bidrag fra oljeprisene og noe redusert bidrag fra internasjonale produktmarkeder (som dermed trolig ville virket mindre motsyklisk).

Bidrag fra feilledd – bidrag forklart ved det som per definisjon ikke kan forklares

Selv om feilleddene hver for seg ikke burde bidra systematisk til konjunkturforløpet, viser beregningene store bidrag når de får virke sammen i en dynamisk simulering. Dette tyder på at det kan være konjunkturmekanismer som ikke fanges opp av enkeltrelasjonene i modellen. Vi har foran pekt på muligheten av at dereguleringene hadde mer omfattende virkninger på norsk økonomi enn det en har funnet grunnlag for å bygge inn i modellrelasjonene, men det kan også være effekter av andre utelatte forklaringsvariable. Når slike overveielser gjøres, undersøker en vanligvis om en må forkaste hypotesen om at bidraget fra forklaringsvariabelen til den aktuelle relasjonen er null. Det er altså strenge krav til forklaringsvariable som skal komme med i relasjonene. Dette kan imidlertid føre til at en utelukker variable som i hver enkeltrelasjon bare har svak forklaringskraft, men som likevel kan gi sterke bidrag når alle berørte relasjoner sees under ett. 17

Bidragene var gjennomgående negative (-0,45), og bidro gjennomgående til å forsterke de absolutte konjunkturavvikene (0,47). Figur 11.10f viser at de bidro til å forsterke konjunkturutslagene, både på nivå og vekstform, i årene 1990–94, samt i 1997. De bidro derimot til å redusere utslagene i 1998.

Samlet forklart bidrag – og uforklart

I tillegg til hver enkelt, partielle beregning, har vi beregnet det samlede bidraget fra alle impulsene nevnt ovenfor. Tabell 11.4 viser at vi med dette klarer å forklare 1 prosentpoeng av det faktiske, gjennomsnittlige absolutte konjunkturavviket på vel 2 prosent. Dette virker muligens ikke så imponerende, men fasediagrammet for denne beregningen viser at om alle de analyserte variablene hadde fulgt sin trendmessige utvikling, ville konjunkturutslagene i BNP Fastlands-Norge ha blitt vesentlig mindre, jf. figur 11.14. Både lavkonjunkturen først i perioden og høykonjunkturen på slutten av perioden ville vært vesentlig mer dempet.

Den stiplede kurven i figur 11.14 oppsummerer de konjunkturutslagene – på nivå- og vekstform, og sett i forhold til trenden i faktisk BNP Fastlands-Norge – som vi ikke er i stand til å forklare ved hjelp av våre beregninger. De skyldes ikke de «ordentlige» konjunkturimpulsene vi har studert, og de skyldes ikke feilleddene (at modellen per definisjon ikke kan forklare dem). De kan skyldes gjenværende variable som vi ikke har studert, men vi har tatt med alle de vi i utgangspunktet mente å kunne vente vesentlige bidrag fra. Da står vi igjen med bidragene som skyldes impulser fra før modellberegningene starter i 1989. 18

Vi ser at disse bidragene ligger klart til venstre i diagrammet for alle årene i analyseperioden. Dette er nettopp hva vil ville vente på bakgrunn av den spesielt sterke konjunkturnedgangen som satte inn gjennom 1988. De negative, dynamiske faktorene som var i sving ved utgangen av 1988 var nær sagt utallige: Oljeprisen hadde falt kraftig, realrentene etter skatt steg og gjeldsgraden i privat sektor var høy, det var overkapasitet i mange næringer, boligprisene hadde klappet sammen, finanspolitikken hadde begynt å gi sterke negative bidrag og inntektsreguleringsloven var innført, bare for å nevne noen. Om våre beregninger hadde startet i et tidligere år (f.eks. i 1973 som det tidligere refererte prosjektet) kunne disse hendelsene – og ettervirkningene av dem – vært forklart ved samme type impulser som de vi har studert for perioden 1989–99 (i tillegg, selvsagt, til impulsene fra dereguleringene på 1980-tallet, som også inngår som forklaringsvariable i modellen).