Grenser for segmentering? Modellresonnementer og empiri

Tilbake til Makt- og demokratiutredningens startside

Makt- og demokratiutredningens rapportserie, ISSN 1501-3065

Rapport 14, april 2000, ISBN 82-92028-15-3

Leif Helland

Forord

Makt- og demokratiutredningen har igangsatt en rekke studier av makt i statsorganene, der den forrige maktutredningen gir interessante utgangspunkter med sine studier av forvaltningsorganer og statli segmentering. Forholdet mellom de politiske institusjonene står sentralt i mange av de pågående delprosjektene. Denne artikkelen av forsker Leif Helland o mstatlig segmentering inngår i et knippe av studier omkring Stortingets makt.

Leif Helland er forsker ved Institutt for statsvitenskap, Universitet i Oslo

Innhold

I. INNLEDNING

II. BYGGEKLOSSENE

II.1. Representasjon

II.2. Komitespesialisering og selvseleksjon

II.3. Gjennomslag

II.4. Utfall

III. MODELLRESONNEMENTER

IV. HVA VET VI?

IV.1. Næringsrepresentasjon?

IV.2. Selvseleksjon?

IV.2.1. Biografier

IV.2.2. Kontaktmønstre og kontakthyppighet

IV.2.3. Relevante data

IV.2.4. Stortingsundersøkelsene: Oppsummering

IV.3. Gjennomslag?

IV.3.1. Budsjettallene

IV.3.2. Sannsynligheten for å bli overprøvd

IV.3.2. Budsjettdata: Oppsummering

IV.4. Sterke komiteer og overekspansive budsjetter?

V) KONKLUSJONER

NOTER

APPENDIKS (ikke i nettversjon - se trykt rapport):

A: Modeller av spillet mellom fagkomiteer og plenum

Noter til appendiks A

B: Mediantest

C: Estimat på selvseleksjon

D: Budsjettforslagene 1972-79 fordelt på komiteer

E: Kontroll av logitligningene for komite og år

LITTERATUR

«A higher degree of intergration and rationality can…be achieved, because the environment of choice itself can be chosen and deliberatively modified. Partly this is an individual matter…To a very important extent, however, it is an organizational matter».

Herbert Simon (1976:79)

«…the committee system is, in one, the most pervasive, crucial, and misunderstood part of the ”real stuff” of politics. All decisions enacted by any polity are previously examined, discussed and, actually drafted by one or more committees».

Giovanni Sartori (1987:228)

I. INNLEDNING (1)

I den første norske maktutredningen, og i en serie av samfunnsvitenskapelige arbeider som fulgte i etterkant av denne, sto påstanden om at staten var «segmentert» sentralt. I lett karikert form har påstanden følgende innhold: Det politiske system består av en samling «segmenter»; et for hver sektor. Hvert segment består av medlemmer fra sektorens organisasjoner, fagdepartement og fagkomite; disse er homogene preferanseuteliggere i sektorpolitiske spørsmål (de er «sektorentusiaster»). I politiske avgjørelser på egen sektor er medlemmene i det aktuelle segment dominerende premissleverandører, og de nyter (tilnærmet uinnskrenket) dagsordenmakt. Sluttresultatet blir en ukoordinert politikk preget av ineffektiv ressursallokering og et budsjett som ligger (langt) over det et flertallet i Stortinget (eller kanskje alle representantene) kunne ønske seg. Dette sluttresultatet aksepteres likefullt som del av et bredere «maktbytte» hvor medlemmene i hvert segment får «eiendomsrett» til det politikkområde de knytter størst interesse til, mot å tilstå medlemmer av andre segmenter «eiendomsretten» til politikkområder de har mindre interesse av. På denne måten blir segmentenes makt og folkeviljens avmakt to sider av samme sak.

Påstanden fikk feste ikke bare innenfor samfunnsforskningen, men også blant toneangivende politikere i tiden etter at den første maktutredningen var ferdigstilt. Selv om mange eksempler kan gis på det siste nøyer jeg meg med to. Kåre Willoch (1987:191-2) beskriver - særlig med bakgrunn i de erfaringer han gjorde seg høsten 1986 - budsjettbehandlingen i Stortinget slik:

«Stortingets budsjettbehandling er en overmåte detaljert prosess. Regjeringens forslag fordeles til fagkomiteer, som har et sterkt innslag av sektorentusiaster, som mener at deres del av budsjettet bør økes. I mange stortingsgrupper får de lett støtte av andre som antar at partiets faktiske eller potensielle velgere vil være enig i nettopp disse postene - det vil i praksis si de fleste - er særlig viktige. Dessuten vil man i sak etter sak mene at det ikke kan være inflasjonsdrivende å øke utgiftene nettopp på dette spesielle området, som jo for det første er særlig viktig, og dessuten hver for seg bare er en begrenset del av helheten.

Konsekvensene er etter Willochs oppfatning klare:

«&ofte vil det nok være slik at summen av Stortingets ytringer og vedtak blir mer ekspansive enn stortingsflertallet selv - eller hele Stortinget - finner riktig».

På de etterfølgende sidene diskuterer Willoch en rekke institusjonelle reformer som kan tenkes å utgjøre et botemiddel. Blant annet diskuteres gjeninnføring av vetorett, innføring av adgang til å fremme pakkeløsninger i budsjettet, samt innføring av oppløsningsrett.

Det andre eksemplet er ferskere. Sigbjørn Johnsen begrunner vinteren 1997 et forslag om å innføre bindende rammer for Stortingets budsjettbehandling med at dette kan bidra til å dempe segmenteringen og gi flertallsviljen et klarere gjennomslag i sentrale politiske prioriteringer (Kronikk i Aftenposten 13.02.97):(2)

«Erfaringene med [Regjeringens rammebudsjetteringssystem] er etter mitt syn gode og bør utvikles videre. Et lignende system kunne tenkes utviklet også for Stortingets budsjettbehandling. Dette kunne utformes slik at en i forbindelse med behandlingen av finansinnstillingen vedtar bindende rammer, både for budsjettets utgifter og for inntektene. Et slikt system ville fortsatt gi de enkelte fagkomiteer mulighet til å foreta endringer i budsjettet, men de ville bli ”fratatt” muligheten til å sende regningen videre til salderingen, slik tilfellet var sist høst [høsten 1996]»

Vi står altså overfor en påstand fra en gruppe fremtredene samfunnsforskere om at organiseringen av maktforholdene i det norske samfunnet hverken er forenlig med et effektivt fungerende folkestyre eller en ansvarlig økonomisk politikk. Toneangivende politikere har gjort påstanden til sin, og har brukt den til å argumentere for bestemte reformer i det politiske system.

I notatet stiller jeg to spørsmål:

i)Hvor velbegrunnet er gjetningen om en segmentert stat?

ii) Hvor veldokumentert er påstanden om at staten er segmentert?

Svarene jeg gir er kjetterske: Gjetningen om en segmentert stat har et tvilsomt teoretisk fundament, og påstanden om at staten er segmentert synes å ha et svakt empirisk belegg. På den annen side finnes det teoretisk velfunderte grunner til å tro at flertallsviljen ikke så lett lar seg beskranke av organiserte særinteresser. Relevant empirisk belegg indikerer heller ikke at flertallsviljen er særlig beskranket av organiserte særinteresser.

Jeg konsentrerer meg om den delen av segmenteringshypotesen som vedrører forholdet mellom Stortingets fagkomiteer og Stortingets plenum. Det er to grunner til dette. For det første har en vesentlig del av forskningen konsentrert seg om denne delen av segmentene (Hernes 1971, 1983, 1984, NOU 1982:3;ss.163-6). For det andre, og viktigere, representerer forholdet mellom fagkomiteer og plenum siste trinn i en lang beslutningskjede. Dersom segmenteringen, og dens konsekvenser, ikke viser seg i siste beslutningstrinn så er det liten grunn til å vektlegge eventuell segmentering i tidligere beslutningstrinn. Hvorfor? Fordi segmentene i så fall ikke er i stand til å sikre flertallsvedtak for en politikk som er i tråd med medlemmenes ønsker, og fordi de fleste viktige vedtak i politikken fordrer flertallsvedtak.

Notatet er disponert som følger: I avsnitt II diskuterer jeg de sentrale betingelsene for, og konsekvensene av segmentering. Avsnitt III drøfter betingelsene og konsekvensene nærmere i lys av innsikter fra spillmodeller av forholdet mellom komite og plenum. Appendiks A byr på en formalisering av disse innsiktene. Bruken av disse modellene forsvares med behovet for å presisere de forutsetninger som tanken om den segmenterte stat bygger på. Først etter en slik presisering blir det mulig å se klart hvor den første maktutredningen gikk feil i sine gjetninger. Modellene viser således at segmenteringstanken holder under meget restriktive og urealistiske forutsetninger - i et fullt informasjonsmiljø og med dagsordenmakt som er langt sterkere enn den stortingskomiteene faktisk har. I et miljø preget av informasjonssvikt og med en dagsordenmakt som svarer til den stortingskomiteene har, må en trekke andre konklusjoner enn de som ble trukket i den første maktutredningen. Mer presist må en i et slikt miljø forvente at segmenteringen begrenses kraftig. I avsnitt IV gjennomgår jeg eksisterende - og analyserer nytt - empirisk materiale som er relevant for en evaluering av segmenteringstanken. Materialet støtter ikke opp under tanken om en segmentert stat. I avsnitt V trekkes det noen konklusjoner.

II. BYGGEKLOSSENE

I den første maktutredningen listes det opp en serie av definitoriske kjennetegn på et segment (Egeberg et al. 1973, Egeberg & Olsen 1978:122-3, Hernes 1984:155):

«Hvert segment kan beskrives ved hjelp av hvilke deltakere som ansees legitime, hvilke problemstillinger, verdier og situasjonsoppfatninger som oppfattes som sentrale, hvilke typer kunnskap som defineres som ekspertise, sine spilleregler og sine rutiner for problem og konfliktløsning

…

I et segment vil vi finne visse organisasjons-representanter, visse stortingsrepresentanter (ofte knyttet til en spesiell stortingskomité), visse departementsfolk, visse representanter for forskningsinstitusjoner, for massemedia, osv.

…

Det enkelte segment vil ikke nødvendigvis være preget av total enighet, men deltakerne vil dele enkelte grunnleggende verdier og situasjonsoppfatninger som gjør at deres modell av verden faller mer sammen med andre deltakere enn med representanter for andre segment, eller dem som ikke hører til noe segment».

Definisjonen tilhører klassen av oppregnende definisjoner, men det er ikke umiddelbart klart om oppregningen ansees uttømmende eller ikke. Videre avklarer ikke definisjonen hvilke av disse (mange) kjennetegnene som må være tilstede for at en skal kunne tale om segmentering. Etter mitt skjønn er to kjennetegn nødvendige:(3)

i)Det finnes en eller flere aktørgrupper, hvor hver gruppe består av (i alle fall) enkelte organisasjonsrepresentanter, enkelte departementsansatte og enkelte komitemedlemmer på en og samme sektor.

ii) Hver gruppe kjennetegnes av at aktørene i gruppen har preferanser og oppfatninger som i sektorpolitiske spørsmål viser større sammenfall med preferansene og oppfatningene til de andre aktørene i gruppen, enn med preferansene og oppfatningene til aktører utenfor gruppen.

I det videre legger jeg denne minimumsdefinisjonen til grunn. Så vidt jeg kan forstå vil de etterfølgende resonnementene også ha gyldighet dersom en velger å utvide definisjonen av et segment, ved å trekke inn flere av de kjennetegnene som ble lagt til grunn i den første maktutredningen.

II.1. Representasjon

Til grunn for tanken om den segmenterte stat ligger forestillingen om at delegatene til nasjonalforsamlingen representerer visse særinteresser. Det melder seg i denne forbindelse to spørsmål. For det første, hvordan bindes særinteresser og delegater sammen på måter som gjør at en kan tale om representasjon? For det andre, hvilke særinteresser er det som representeres?

Det kan tenkes mange og nyanserte svar på spørsmålet om hvordan særinteresse og delegat bindes sammen i et representasjonsforhold. Jeg skal nøye meg med å skissere to idealtypiske mekanismer. Den første hviler på gjenvalgsincitamenter, den andre bygger på gruppetilhørighet. Representasjon basert på gjenvalgsincitamenter kan defineres ved tre sett av antagelser: For det første at velgere med sammenfallende preferanser for politiske tiltak utgjør en velgergruppe. Dernest at den enkelte velger belønner (straffer) delegatene ved urnen for å ha bidratt til å øke (redusere) egen nettonytte. Til sist at delegatene handler med sikte på å maksimere sannsynligheten for gjenvalg.(4) Også representasjon basert på gruppetilhørighet kan defineres gjennom tre sett av antagelser. For det første antas velgere med sammenfallende bakgrunnskjennetegn å utgjøre en velgergruppe. Dernest belønner (straffer) den enkelte velger delegatene ved urnen for å dele (ikke dele) egne bakgrunnskjennetegn. Til sist antas mennesker med sammenfallende bakgrunnskjennetegn å ha sammenfallende preferanser for politiske tiltak, og å handle i overensstemmelse med disse preferansene.

De to idealtypiske representasjonsformene blir relevante for problemstillingen i dette notatet først etter at en har definert en særinteresse. Med en særinteresse forstår jeg en velgergruppe som foretrekker politiske tiltak hvor nytten konsentreres på gruppemedlemmene, mens finansieringskostnadene spres på samtlige velgere.

I den første idealtypen etableres et representasjonsforhold i det øyeblikk delegaten ser seg tjent med å bidra til å øke en bestemt velgergruppes nettonytte. I den andre idealtypen stilles det - i motsetning til dette - ikke krav til noen aktiv beslutning fra delegatens side. Sammenfall i felles bakgrunnskjennetegn er i dette tilfellet nok til å etablere et representasjons-forhold mellom delegat og velgergruppe.

Den første maktutredningen gir ikke noen eksplisitt redegjørelse for hvordan særinteresser tenkes representert. Det er likevel rimelig å si at det legges liten vekt på gjenvalgsincitamenter og betydelig vekt på gruppetilhørighet (jfr f.eks. NOU 1982:3;ss.163-5). I avsnitt V.2 argumenterer jeg for at en slik tilnærmingsmåte ikke bidrar til forståelse av partigruppenes koordinerende rolle i Stortinget.

I spørsmålet om hvilke særinteresser som representeres har litteraturen særlig fokusert på to kandidater, nemlig «distrikt» og «korporasjon». I forskningen om den amerikanske Kongressen står distriktsrepresentasjon i sentrum. I tidlige arbeider la også Gudmund Hernes (1971) betydelig vekt på distriktsrepresentasjon.(5) I den første maktutredningen tones imidlertid betydningen av distriktsrepresentasjon kraftig ned, og den korporative representasjonen bringes i forgrunnen. De empiriske analysene preges i sin tur av næringsinteressenes prominens, og i sluttrapporten velger man å kategorisere stortingskomiteene etter hvor «næringsrelevante» de er (NOU 1982:3;s.166). Kategoriseringen er gjengitt i tabell 1. Jeg vender tilbake til den empiriske relevansen av denne kategoriseringen i avsnitt V.3.

Tabell 1: Inndeling av stortingskomiteene etter næringsrelevans

Næringskomiteer

Næringsrelevante komiteer

Næringsperifere komiteer

Industri

Landbruk

Sjøfart & fisk

Administrasjon

Finans

Kommunal

Samferdsel

Forsvar

Justis

Kirke & undervisning

Sosial

Utenriks

Kilde: NOU 1982:3;s.166

II.2. Komitespesialisering og selvseleksjon

For at representasjon av særinteresser i det hele tatt skal kunne gi opphav til et koordineringsproblem i offentlig politikk må en (i alle fall) kreve to ting. For det første må komiteene være spesialisert slik at de (i alle fall i grovt) korresponderer med sektorinteressene. Dernest må det eksistere en mulighet for selvseleksjon til stortingskomiteene.

Dersom en komite settes til å håndtere et bredt utvalg av saker innenfor flere sektorer vil den bli attraktiv for medlemmer i ulike segmenter, kompromisser må inngås over ulike sektorer, og helhetlige hensyn vil presse seg frem. Medlemmene av et segment har ikke primært interesse i å ta helhetlige hensyn. Vellykket segmentering fordrer derfor at komiteene gis ansvar for en velavgrenset mengde sektorpolitiske saker, og ikke så alt for mye mer.(6)

Sammenslåingen av Stortingets Fiskeri-, Landbruks- og Industrikomite til den nye Næringskomiteen i 1993 kan tjene som illustrasjon. Reformen var delvis begrunnet i behovet for å utjevne arbeidsbyrden mellom komiteer, delvis var den begrunnet i behovet for å tvinge frem mer helhetlige avveininger.(7) Det synes rimelig å legge til grunn at verdien av å ha representasjon på den nye næringskomiteen er mindre enn den var på de gamle sektorkomiteene hva gjelder fiskeri, -landbruks og industriinteressene. I avsnitt V belyser jeg av slike grunner spørsmålet om segmentering med data fra stortingsperioder både før og etter reformen.

I tillegg til (et visst) sammenfall mellom komitespesialisering og sektorinteresser, fordrer vellykket segmentering at representantene (med høy sannsynlighet) kan sikre sete i den komite der segmentenes saker håndteres. Ren selvseleksjon ville innebære at hver representant var diktator med hensyn til egen komiteplassering. Den praktiske definisjonen er mindre streng. Det legges til grunn at de representanter som står for fordelingen av plasser er tilstrekkelig imøtekommende til at komiteplassering kan beskrives som en de facto selvseleksjon innenfor rammen av de seter som står til rådighet (Krehbiel 1991:17). I maktutredningens sluttrapport (NOU 1982:3;s.164) understrekes det da også at komiteplasseringen følger et selvseleksjonsprinsipp:

«Selv om grupper er underrepresentert i det samlede Storting, kan de likevel være overrepresentert i komiteer hvor sakene de er mest interessert i avgjøres. Dette følger av utgangspunktet vårt om at deltakerne i samfunnsprosesser er målrettede i sine handlinger. Siden alle ikke er like interessert i alle saker, vil de søke kontroll over de saker som interesserer dem mest gjennom fordelingen av representanter på komiteer. Dermed vil de få størst mulig kontroll over de saker de knytter størst interesse til. Grupper hvis interesser er konsentrert om sakene i en bestemt komite, vil derfor avgi kontroll over andre områder mot medlemskap i denne komiteen. Følgelig kan vi vente at representanter med tilknytning til bestemte interesser vil bli overrepresentert i de komiteer som behandler dem».

Selvseleksjon sørger sammen med representasjon av særinteresser for komiteer som består av «homogene sektoruteliggere i preferansemessig forstand». Hva forstår jeg med det? Spørsmålet kan best besvares med utgangspunkt i statistisk terminologi. La x representere en veldefinert politisk dimensjon, der stigende verdi indikerer større satsning på en bestemt sektor. Legg til grunn at samtlige representanter har et idealpunkt som forteller hvor mye vedkommende representant mener at det bør satses på denne sektoren. La gk(x) beskrive fordelingen av idealpunktene til medlemmene på den aktuelle sektorkomite, og la g(n-k)(x) beskrive fordelingen av de øvrige representantenes idealpunkter. En sier at komitemedlemmene er homogene sektoruteliggere i preferansemessig forstand dersom sentraltendensen i

g(n-k)(x) er signifikant lavere enn sentraltendensen i gk(x), og dersom spredningen i g(n-k)(x) er signifikant høyere enn spredningen i gk(x). I avsnitt V.2 går jeg nærmere inn på spørsmålet om hvordan sentraltendens og spredning bør måles i dette tilfellet.

II.3. Gjennomslag

Vellykket segmentering fordrer ikke bare at delegatene representerer (forholdsvis) vel avgrensede sektorinteresser, at komiteenes arbeidsområder (i grovt) korresponderer med disse sektorinteressene, og at komiteplasseringen følger et selvseleksjonsprinsipp (slik at komiteene besettes av homogene sektoruteliggere i preferansemessig forstand). For at segmenteringen skal være vellykket må en i tillegg kreve at komiteene (i det store og det hele) får gjennomslag for sine forslag.

Den mekanismen som de første maktutrederne tenkte seg ville sikre gjennomslag var «byttemaktmodellen». En komite utgjør et mindretall i parlamentet. I byttemaktmodellen tenker en seg at den til tross for dette kan sikre gjennomslag for ytterliggående sektorpolitiske krav, ved å inngå i et mønster av allianser med andre komiteer som også utgjør mindretall av representantene i parlamentet (Lieberson 1971:577 i Hernes oversettelse 1984:153):

«…hvis interessegruppene hver for seg ikke er i stand til å oppnå de politiske utfall de ønsker, så blir det nødvendig for dem å danne allianser og koalisjoner med andre interessegrupper. Slike koplinger innebærer at hver interessegruppe må ofre noe for å oppnå den størst mulige netto i hjertesakene. Følgelig kan beslutningene som treffes innen et politisk system gjenspeile de intense ønsker som en minoritet har, fordi den har oppnådd støtte fra andre segmenter som bryr seg lite om utfallet fordi de har sine hjertesaker på andre felter».

Hernes selv er ganske overbevist om at disse byttene er effektive (1984:140):

«Det er meget sjelden at Stortinget treffer noen annen beslutning enn den komiteen anbefaler. I praksis er det foretatt en delegering til komiteene».

Hvor effektive de er, er et spørsmål jeg returnerer til i avsnitt V. I avsnittene III og IV studeres byttemaktmodellen og dens begrensninger nærmere. Der sier jeg også noe om hva delegasjon innebærer, og hvorfor delegasjon ikke i praksis innebærer at Stortinget alltid følger komiteens anbefaling.

II.4. Utfall

Hva leder vellykket segmentering til? I hovedsak trekkes tre forhold frem. For det første blir visse interesser overrepresentert, mens andre blir under-representert. I særlig grad tenker en seg at de sterkt organiserte interessene i samfunnet vinner frem på bekostning av løsere organiserte interesser. Med Hernes ord (1984:163):

«…visse saksfelter falle[r] mellom ansvarsområdene til komiteene og [blir] dermed utilstrekkelig ivaretatt.

Kort sagt: organisering betyr skjeving, både av de interesser som registreres, hvordan de registreres og hvordan de veies sammen med andre. Dermed kan organisering føre til avvik mellom den interesserepresentasjon man ville ha om det politiske demokrati fungerte slik den klassiske demokratiske teori forutsetter, og den man får når det eksisterer sterke partnerskap mellom enheter i de offentlige politiske institusjoner og organiserte interesser utenfor dem».

Ut over det udemokratiske i at sterkt organiserte interesser overrepresenteres antas vellykket segmentering også å medføre samfunnsøkonomisk ineffektivitet, ved at bestemte interesser avskjermes fra markedets dom gjennom politiske beslutninger (Hernes 1984:136).(8)

Til sist sies byttemaktmodellen å implisere budsjetter som ligger over det et flertall i forsamlingen ønsker (f eks Egeberg & Olsen 1978:123). Delvis har en også her med et samfunnsøkonomisk effektivitetsproblem å gjøre siden budsjettutgifter må finansieres på måter som er kostbare.(9) I tillegg står en overfor et demokratisk effektivitetsproblem siden flertallsviljen ikke (fullt ut) kommer til uttrykk i budsjettprioriteringene. I avsnitt III.2 problematiseres det siste effektivitetsproblemet. Spesielt fremholder jeg her at det ikke nødvendigvis gir god mening å si at et flertall i forsamlingen ikke ønsker de overekspansive budsjettene som produseres i byttemaktmodellen. I avsnitt V.4 spør jeg om slik ineffektivt kan spores i data.

III.MODELLRESONNEMENTER

Kritikken av segmenteringstanken i denne rapporten bygger på hypoteser som er avledet fra spillmodeller. En kan spørre om ikke dette representerer et overgrep mot de første de maktutredere. Det er jo ikke sikkert at de ville være enige i at tankene deres lar seg reformulere i et slikt språk. Jeg fremhever tre forhold som tilsier at en slik reformulering - til tross for innvendingen jeg har fremført - lar seg forsvare, og bør gjennomføres.

For det første er ingen av de grunnleggende forutsetningene i den første maktutredningen uforenlige med de forutsetninger som legges til grunn i spillmodellene i dette notatet (jfr særlig NOU 1982:3;kap.2.2). I høyden presiseres enkelte av forutsetningene noe. For det andre kan en fremholde at det er konklusjonene fra den første maktutredningen som står i fokus. Å avklare et presist grunnlag (om enn ikke det eneste) som disse konklusjonene kan trekkes fra med logisk nødvendighet burde være et ukontroversielt anliggende. Til sist kan det anføres at byttemaktmodellen i den første maktutredningen ble hentet fra datidens amerikanske samfunnsforskning (Lieberson 1971, jfr. Coleman 1973, 1975).(10) I nyere amerikansk samfunnsforskning er grunnlaget for den opprinnelige amerikanske byttemaktmodellen avklart i spillteoretiske termer. Det synes lite rimelig å skulle vaksinere den norske varianten mot tilsvarende behandling som dens amerikanske stamfar har gjennomgått.(11)

I appendiks A.I viser jeg at Hernes byttemaktmodell bygger på en forutsetning om at all beslutningsrelevant informasjon er åpent kjent. Med denne forutsetningen er det ingen ting å lære, og den klassiske begrunnelsen for komiteinndeling - arbeidsdeling, spesialisering og læring - kan følgelig ikke belyses innenfor modellen. I tillegg synes det i seg selv temmelig heroisk å forutsette bort all usikkerhet om konsekvensene av å fatte vedtak.(12) Det er følgelig gode grunner til å undersøke om konklusjonene holder når en lemper på informasjonskravet.

Et mer graverende problem i byttemaktmodellen er at konklusjonen om vedtak som avviker (ekspansivt) fra flertallsviljen bare drives under forutsetning om at plenum er begrenset i sin behandling av komiteforslagene: Plenum tillates i modellen bare å akseptere eller forkaste komiteforslagene (lukket regel). Stortingets plenum er imidlertid ikke begrenset på denne måten. Tvert i mot kan det endre et komiteforslag i den retning det måtte ønske og med det beløp det måtte ønske. Formelt sett har Stortingets plenum åpen, ikke lukket, endringsadgang i komiteinnstillingene. Det finnes derfor heller ikke noe fast definert status quo (noe reservasjonsbudsjett) som forteller hva som gjelder dersom plenum ikke aksepterer et komiteforslag.

I modellen kan ikke kombinasjonen av et full informasjonsmiljø og en åpen regel lede til segmentering. For denne kombinasjonen slår flertallsviljen gjennom. Dette gjelder videre uavhengig av om komiteene er preferansemessige uteliggere eller ikke.

Her tar de første maktutrederne en snarvei. At den formelle endringsregelen i Stortinget er åpen bestrides ikke, men det argumenteres langt på vei for at plenum i praksis er underlagt så strenge kapasitetsbegrensninger at det i realiteten budsjetterer under en lukket regel (Hernes 1983, jfr Rasch 1997:26, Helland & Rasch 1997:38).

Snarveien leder imidlertid ut i en myr. At Stortingets plenum ikke har tid og ressurser til å sette seg like grundig inn i den enkelte sak som den aktuelle fagkomite åpner for at komiteen kan erverve privat informasjon som er av verdi for plenum. Dette lukker imidlertid ikke plenums formelle endringsadgang i forslaget. Å behandle kapasitetsbegrensninger som en reell lukking av plenums endringsadgang representerer følgelig en sammenblanding av to ulike kilder til komitemakt: Privat beslutningsrelevant informasjon og dagsordenmakt. Siden dagsordenmakt og privat beslutnings-relevant informasjon er ulike kilder til komitemakt bør de ikke blandes sammen, men behandles som distinkte størrelser i analysen.

I appendiks A.II viser jeg at dette analytiske skillet har avgjørende betydning for de konklusjoner som kan trekkes.(13) Jeg analyserer her en delegasjons-modell. Spørsmålet er hvilke konklusjoner som nås dersom det holdes fast ved at Stortingets plenum har ubegrenset endringsadgang i komite-innstillingene, samtidig som en (svært mye mer plausibelt) antar at all beslutningsrelevant informasjon ikke er åpent kjent, og at den klassiske begrunnelsen for komiteinndeling derfor kan ha noe for seg.

I sin enkleste form er to aktører involvert i et delegasjonsforhold - en overordnet (prinsipal) og en underordnet (agent). I vårt tilfelle er plenum overordnet og komiteen er underordnet. Plenum delegerer myndighet til komiteen; komiteen opptrer på vegne av plenum. I vårt tilfelle delegerer plenum ansvaret for å gjennomgå og innstille på et fagbudsjett til komiteen. Gjennom delegasjon av denne myndigheten forventer plenum å realisere spesialiseringsgevinster.

Delegasjon gir bare opphav til et delegasjonsproblem dersom to betingelser innfris samtidig: For det første må det foreligge en interessekonflikt mellom over- og underordnet. Dernest må den underordnede ha privat informasjon som kan utnyttes til egen vinning. Dersom det ikke foreligger en interesse-konflikt har ikke den underordnede noe incitament til å forlede sin overordnede. Dersom det ikke foreligger privat informasjon har ikke den underordnede noen mulighet til å forlede sin overordnede.

I anvendelsen i denne rapporten er den første betingelsen innfridd dersom komiteen foretrekker et mer ekspansivt fagbudsjett enn det er grunnlag for i plenum (preferanseuteliggere). Den andre betingelsen er innfridd dersom komiteen investerer i ekspertise (slik at det oppstår privat informasjon), og komiteen forsøker å utnytte (sin private) informasjon ved å utforme en komiteinnstilling som begunstiger komiteen på plenums bekostning.

Et mål med inndeling i komiteer er å oppnå arbeidsdeling, spesialisering og læring i forsamlingen. Alvorlige delegasjonsproblemer kan lede til at dette målet ikke nås. Delegasjonsmodellen i appendiks A.II isolerer betingelsene for vellykket delegasjon av innstillingsmyndighet.

Hva slags konklusjoner gir så delegasjonsmodellen? For det første at plenum ikke kan stole på innstillinger fra for sterkt preferanseuteliggende komiteer med privat informasjon om konsekvensene av å fatte vedtak. Slike komiteer vil utnytte informasjonen i egen vinnings hensikt: Gitt at plenum stoler på en slik komite så vil denne underdrive konsekvensene av å fatte vedtak. Et vedtak basert på slike påstander leder til et resultat som er mer ekspansivt enn plenum ønsker. Dersom komiteen er for uteliggende gjør plenum derfor best i å se bort fra påstandene i komiteinnstillingene. Dersom plenum ser bort fra innholdet i innstillingene kan en imidlertid ikke vente at rasjonelle komitemedlemmer vil investere knappe ressurser i å lære konsekvensene av å fatte vedtak. Læringssystemet bryter da sammen.

I et miljø preget av usikkerhet om konsekvensene av å fatte vedtak så er altså for sterke interessemotsetninger mellom komite og plenum uforenlig med at plenum nyttiggjør seg av komiteene som læringsinstrumenter. En kan av denne grunn ikke samtidig hevde at styringsverket er sterkt segmentert og at komitesystemet bidrar til velinformerte flertallsbeslutninger. Ett av «perspektivene» må velges.

Også i valg av «perspektiv» kan en støtte seg på likevektsresonnementer. En viktig modellinnsikt er således at et rasjonelt plenum foretrekker en komitestruktur som er i stand til å sikre at relevante sider av sakene belyses før vedtak fattes, fremfor en komitestruktur som ikke er i stand til dette. Dette fortoner seg ikke så pussig når en tar den klassiske begrunnelsen for i det hele tatt å ha et komitesystem inn over seg: Et slikt system er ment å lede til arbeidsdeling, spesialisering og læring i forsamlingen.

Disse innsiktene kan virke trivielle, men de er likevel ikke mer trivielle enn at de første maktutrederne langt på vei overså dem. Et krav til organisering av et informativt komitesystem er altså at plenum avstår fra å besette komiteene med preferanseuteliggere. En hovedhypotese i den første maktutredningen er likevel at komiteene består av preferanseutliggere.

I delegasjonsmodellen vises det videre at plenum står overfor en avveining også i det tilfellet at komitemedlemmene er moderate nok til at læring i det hele tatt er mulig. For å gis incitamenter til å spesialisere må komite-medlemmene kompenseres. Plenum er interessert i mest mulig spesialisering for lavest mulig kompensasjon. Kompensasjonen består i gjennomslag for sektorkrav. To forhold bestemmer størrelsen på kompensasjonsbehovet: (1) Det øker med økende interessekonflikt mellom komite og plenum. (2) Det avtar med avtakende spesialiseringskostnader i komiteen. Komitemedlemmer med moderat sektorentusiasme og lave spesialiseringskostnader kan derfor gi like stor spesialiseringsinnsats, som komitemedlemmer med liten sektorentusiasme og høye spesialiseringskostnader. Dersom sektortilknytning gir lave spesialiseringskostnader, kan det følgelig være rasjonelt for plenum å besette sektorkomiteene med representanter som har sektortilknytning, også når slike representanter er moderate sektorforsvarere (men hvis de er for sterke sektorforsvarere er det altså ikke dét).

Til sist - men viktig: I byttemaktmodellen representerer forsamlingens medlemmer ulike sektorinteresser. Det flertall som ser seg tjent med å opprettholde institusjoner (selvseleksjon til komiteer med eksklusiv eiendomsrett til egne saksområder) som understøtter maktbyttet, består av et flertall av ulike sektorentusiaster, ikke et flertall av partier. I delegasjonsmodellen forutsettes det ikke at institusjonene (seleksjon til komiteer underlagt løpende plenarvedtak) understøttes av et flertall bestående av ulike sektorentusiaster. Det flertall som understøtter institusjonene i denne modellen kan godt utgjøres av et partiflertall: Når komiteene skal settes sammen har samtlige medlemmer en interesse av å sikre et effektivt fungerende læringssystem. Dette gjelder også medlemmer som er representative for partier.

IV. HVA VET VI?

Hittil har jeg befattet meg med det logiske grunnlaget for segmenterings-hypotesen. Jeg har argumentert for at selv en beskjeden grad av segmentering kan ha en høy pris: Den kan bidra til å bryte ned det læringssystem komitestrukturen er ment å være for plenum. Det ble argumentert for at et rasjonelt plenum av denne grunn ikke ville organisere seg med «alle bukkene og havresekkene sammen». Tiden er nå kommet til å se nærmere på den empiriske støtten for de enkelte byggeklossene som inngår i gjetningene om den segmenterte stat.

IV.1. Næringsrepresentasjon?

En rekke surveyundersøkelser er gjennomført blant medlemmene i ulike lands nasjonalforsamlinger. Blant annet har en søkt å klarlegge hvilke representasjonsobjekter medlemmene anser som mer og mindre viktige. Studier av Kongressen i USA og nasjonalforsamlingen i Kanada konkluderer med at egen valgkrets er det viktigste representasjonsobjektet. Studier av europeiske parlamenter finner - i motsetning til dette - at eget parti utgjør det viktigste representasjonsobjektet. Interesseorganisasjoner ansees typisk sett som (langt) mindre viktige enn både eget valgdistrikt og bredere velgergrupper (som f eks kvinner, barnefamilier og eldre). Blant annet holder slike konklusjoner i Sverige, Tyskland, Storbritannia, Frankrike og Nederland.(14)

Tilsvarende undersøkelser av Stortinget er ikke lagervare. Et unntak finnes imidlertid, og jeg skal dvele ved dette. Matthews og Valen har nylig (1999) publisert resultatene fra en relevant survey utført blant Stortingets medlemmer i 1985. Det ble stilt to spørsmål av særlig interesse for vår problemstilling. Det første av disse lød: «Anser de dem selv, først og fremst, som en talsmann for ditt parti eller ditt hjemdistrikt?». 60 pst. av representantene svarte «partiet», 5 pst. «hjemdistriktet» og 35 pst. «begge deler» på dette spørsmålet.(15) Det andre spørsmålet (som ble stilt senere i undersøkelsen) lød: «Anser de dem selv som en talsmann for bestemte interesser, ideer, og krav innenfor eget parti?». I underkant av 30 pst. av representantene svarte «nei» på dette spørsmålet. Av de drøye 70 pst. som svarte «ja» på spørsmålet, oppgav 48 pst. at de representerte eget hjemdistrikt (dette svarer forøvrig til 34 pst. av representantene, og indikerer god konsistens i forhold til det første spørsmålet).

21 pst. av de drøye 70 pst. som svarte «ja» på det andre spørsmålet oppgav på sin side at de representerte primærnæringene eller industrien (Matthews & Valen 1999:155). Eller med andre ord; knappe 15 pst. av representantene anså seg som talsmenn for næringsinteresser innenfor eget parti i 1985.

En kan merke seg at de tre næringskomiteene (jfr tabell 1) til sammen hadde 24 pst. av representantene etter valget i 1985 (37 av 157). Representantene på de fire næringsrelevante komiteene utgjorde på sin side tilsammen 38 pst. av det samlede Storting etter valget i 1985 (59 av 157).(16) Samlet utgjorde medlemmene på næringskomiteene og de næringsrelevante komiteene altså 62 pst. av det samlede Storting. Samtidig var det altså bare knappe 15 pst. av representantene som anså seg som talsmenn for næringsinteresser innenfor eget parti.

For å oppsummere så finnes det ikke overveldende spor av den segmenterte stat på representasjonsplanet i stortingsperioden 1985-89: Først og fremst så representantene eget parti som et dominerende representasjonsobjekt, og dette samsvarer godt med tilsvarende funn fra andre europeiske parlamenter i andre perioder.(17) Dernest synes innslaget av næringsrepresentasjon å ha vært lite relativt til andelen av representanene som stelte med næringssaker, og enda mindre relativt til andelen av representantene som stelte med næringssaker eller næringsrelevante saker.(18)

IV.2. Selvseleksjon?

I avsnitt II.2 illustrerte jeg betydningen av en komitespesialisering som samsvarer med sektorinteressene ved å vise til komitereformen i 1993, der Fiskeri-, Landbruks- og Industrikomite ble slått sammen til den nye Næringskomiteen. Reformen gjør forsøk på å konfrontere gjetningen om den segmenterte stat med datamateriale for tiden etter 1993 problematiske. En kan alltids hevde at fravær av segmentering må skyldes reformen.(19) Etter de teoretiske argumentene jeg har fremført burde imidlertid fravær av segmentering være et allment funn. Jeg konfronterer av denne grunn gjetningen med datamateriale både fra tiden før og etter reformen, og supplerer også med eksisterende undersøkelser av tilsvarende gjetninger fra andre flertallsforsamlinger i andre perioder. Før jeg gjør dette ser jeg imidlertid nærmere på det datamaterialet de første maktutrederne støttet påstanden om den segmenterte stat på. I hovedsak støttet de første maktutrederne seg på to typer data. For det første biografiske opplysninger om medlemmene på næringskomiteene. Dernest surveyundersøkelser av komitemedlemmenes kontaktmønstre og kontakthyppighet.

IV.2.1. Biografier

Når det gjelder biografiske opplysninger er grunnlaget forholdsvis tynt. Alt i alt beskrives data på en uttømmende måte i sluttrapporten (NOU 1982:3;s.165, jfr Hernes 1984:156-7):

«8 av de 12 medlemmene i Landbrukskomiteen hadde yrkesbakgrunn i tilknytning til jordbruket; 2 hadde sin familiebakgrunn derfra; bare 2 var uten slik personlig tilknytning til næringen. For Sjøfarts- og fiskerikomiteens vedkommende hadde 4 av 12 sin yrkesbakgrunn fra fiskeri- og 1 fra skipsfartsnæringen; 1 hadde familiebakgrunn fra fiskeriene; og 3 hadde tilknytning til fiskeridistrikter; kun 1 var uten slik tilknytning til næringene som faller inn under komiteenes arbeidsområde. Og den samme tendensen gjør seg gjeldene for Skog-, vassdrags- og industrikomiteen: 8 av de 14 komitemedlemmene hadde sitt yrke innen industrien og 2 innen skogbruket; 1 hadde familiebakgrunn og tidligere yrkeserfaring fra industrien, bare 3 av komitemedlemmene var uten slik personlig tilknytning til disse næringene».

Det en har er altså en telling av ulike former for næringstilknytning - yrkesbakgrunn, familiebakgrunn og distriktstilhørighet - for medlemmer på enkeltkomiteer i en bestemt periode (1973-77). Hva gjør det problematisk å slutte fra slike biografier til en påstand om at staten er segmentert?

Det første problemet er at komitevis telling i en gitt periode kan skjule vel så mye som den viser. En illustrasjon av problemet finnes i Heløe (1996).(20) Han viser at dersom en betrakter etterkrigstiden under ett så finnes den største konsentrasjonen av representanter med bakgrunn fra skoleverket i Kirke-, utdannings- og forskningskomiteen (i gjennomsnitt 44 pst.). Samtidig er det imidlertid slik at det i knapt halvparten av periodene er andre komiteer som har den største konsentrasjonen av representanter med bakgrunn fra skoleverket. Er det riktig å si at representanter med tilknytning til skoleverket var overrepresentert komiteen i etterkrigstiden, eller at de ikke var det?

Et mer grunnleggende problem med slutning fra biografiske data finner en i den avveining lederskapet i et parlament må foreta når det skal sette sammen komiteene. Gitt at lederskapet ønsker å utnytte komitesystemet som et læringsredskap kommer nemlig to hensyn i motstrid.

På en side kan det være risikabelt å besette komiteene med representanter som har næringstilknytning. Dette fordi tilknytningen kan gå sammen med uheldige atferdsmessige avvik. Samtidig er det langt fra noen nødvendig sammenheng her. For at tilknytning i seg selv skal utgjøre et problem må en benytte sterke forutsetninger om sammenhengene mellom gruppetilhørighet, preferanser og adferd.

Spørsmålet blir om slike forutsetninger er plausible. Forrige avsnitt viste at stortingspolitikerne anså partiet som sitt viktigste representasjonsobjekt. Vi bør i forlengelsen av dette reise to spørsmål. For det første, er det å representere en næringsinteresse forenlig med partirepresentasjon? Dernest, kan partirepresentasjon tenkes å være viktigere for delegatenes renominasjons- og gjenvalgssannsynligheter enn næringsrepresentasjon er? Et «nei» på det første, og et «ja» på det andre spørsmålet åpner for at partigruppenes «sosialisering, disiplinering og kontroll» demper effekten av enkeltrepresentantenes «demografi».(21)

I Narud og Valen (1999) gjennomføres det en omfattende studie av stortingsrepresentantenes holdninger i 1996. Blant annet undersøkes representantenes plassering på to holdningsdimensjoner nærmere: En økonomisk høyre-venstreakse, og en «ny politikk»-akse. Det vises at representantens holdninger på disse aksene forklares på en signifikant måte av kjønn og yrke. Effektene av sektor og alder er på sin side gjennomgående insignifikante. Videre vises det at representantens partitilhørighet har markert høyere forklaringskraft enn deres bakgrunnskjennetegn. Disse funnene kan vekke mistanke om at den første maktutredningen (i for sterk grad) kan ha sett bort fra den dempende effekten som partidisiplin har på ytterliggående sektorkrav, gjennom å legge for ensidig vekt på grupptilhørighet og for liten vekt på gjenvalgsincitamenter (jfr diskusjonen i avsnitt II.1).(22)

Den andre siden av lederskapets avveining er at det kan være kostbart ikke å besette komiteene med representanter som har næringstilknytning. Representanter med næringstilknytning må antas å vite mer om de aktuelle saksfeltene enn representanter uten slik tilknytning; de har saksrelevant kompetanse i utgangspunktet og spesialiseringskostnadene deres er følgelig lavere enn for representanter uten næringstilknytning. Å besette komiteene med representanter som har næringstilknytning vil derfor - alt annet likt - kunne styrke læringssystemet (jfr A.II.5).

For å oppsummere så er det grunn til å tvile på om det foreligger noen sterk og entydig sammenheng mellom representantenes biografi, sektorpreferanse, komiteplassering og atferdsmønster. Til det intervenerer for tunge institusjonelle hensyn. Mer presist: Både hensynet til partidisiplin i gruppene, og hensynet til læring i forsamlingen tilsier at vil observere seleksjon til komiteene basert på biografi, men ikke selvseleksjon basert på sektorpreferanser. I avsnittene IV.2 og IV.3 presenteres materiale som indikerer at partiene spiller en helt sentral rolle i Stortingets utforming av sektorpolitikk.

IV.2.2. Kontaktmønstre og kontakthyppighet

Den andre typen data som ligger til grunn for påstanden om den segmenterte stat er surveyundersøkelser av hvem representantene har kontakt med, og hvor ofte de har kontakt (jfr Hernes 1984, Hernes & Nergaard 1989:165-92, Nergaard 1987, 1988).(23) Hernes (1984:157) grunngir hvorfor slike data bør interessere oss:(24)

«Hvis tendensen til sektorisering gjør seg gjeldende, skulle vi også vente at den uttrykker seg i representantenes uformelle relasjoner med interessegrupper og med departementer. ”Jerntrianglene” skulle manifestere seg i kontaktmønstre og kontakthyppighet».

Med denne begrunnelsen studeres så de ulike komitemedlemmenes kontakter med næringsliv, hjemdistrikt, partiorganisasjonen, interessegrupper og departementer. Mønsteret som avtegner seg er et hvor representanter på sektorkomiteene har hyppigere kontakt med eget sektordepartement enn med andre departementer, og hyppigere kontakt med organisasjoner på egen sektor enn med andre organisasjoner. Dette mønstret tolkes i sin tur som (utvetydig) støtte til påstanden om den segmenterte stat. Men kan en slik tolkning i det hele tatt forsvares? Etter mitt skjønn må svaret på dette være «nei, det kan den ikke».(25)

Dersom en tar den klassiske komitebegrunnelsen (arbeidsdeling, spesialisering og læring i et parlament) på alvor, så ville det være svært besynderlig om en fant noe annet. For at komitemedlemmene skal lære noe om konsekvensene av å fatte ulike vedtak (det være seg tekniske konsekvenser knyttet til gjennomføringen av vedtaket, eller spørsmål om hvordan berørte grupper vil reagere på vedtaket) så må de jo ta kontakt med slike som vet noe om dette. De som sitter på sektorrelevant kunnskap er ikke først og fremst departementer og organisasjoner på andre sektorer, men departementer og organisasjoner på egen sektor. Studiene av kontaktmønstre og kontakthyppighet er av denne grunn like forenlige med delegasjonsmodellen som med byttemaktmodellen. En kan følgelig ikke slutte at komitemedlemmene er preferanseuteliggere på egen sektor ved å støtte seg på observasjoner av at de først og fremst har kontakt med organisasjoner og departement på egen sektor.

IV.2.3. Relevante data

Konklusjonen så langt må være at hverken biografiske data eller studier av kontaktmønstre og kontakthyppighet kan kaste lys over spørsmålet om hvorvidt staten er segmentert eller ikke. Slike data er rett og slett ikke egnet til å diskriminere mellom de hypoteser som avledes av byttemaktmodellen, henholdsvis av delegasjonsmodellen. Men hva slags data bør en da benytte? Svaret er at en bør gå direkte på de sentrale implikasjonene i modellene.

I avsnitt II .2 skisserte jeg en sentral implikasjon i byttemaktmodellen: I spørsmål om å tilgodese egen sektor skal fordelingen av idealpunktene til medlemmene på den aktuelle sektorkomite vise signifikant mindre spredning enn fordelingen av idealpunktene til de øvrige medlemmene i parlamentet. I tillegg skal sentraltendensen i fordelingen av idealpunktene til medlemmene på den aktuelle sektorkomite vise et signifikant positivt avvik fra sentraltendsen i fordelingen av idealpunktene til de øvrige medlemmene i parlamentet. En sentral implikasjon i delegasjonsmodellen er på sin side at det ikke skal være noen signifikante avvik hverken i spredning eller sentraltendens. De to modellimplikasjonene kan ikke samtidig vinne støtte i data, og dette åpner for en strategisk hypotesetest av byttemaktmodell og delegasjonsmodell.(26)

Det neste spørsmålet er et validitetsspørsmål: Hvordan skal en måle sentraltendens og avvik? Det kan reises få innvendinger mot å benytte varians (eller standardavvik) som et mål på spredningen av idealpunkter over en dimensjon. Når det gjelder sentraltendens er det vanlige å benytte et (aritmetisk) gjennomsnitt. Det finnes velutviklede statistiske modeller for å teste differanser i såvel varians som gjennomsnitt over en dimensjon. Gjennomsnittet er imidlertid ikke den sentraltendensen som er strategisk relevant. I modellene er det medianen - ikke gjennomsnittet - som gir grunnlag for å trekke slutninger. Følgelig burde en være opptatt av differansen mellom idealpunktene til medianene på ulike sektorkomiteer, og idealpunktet til medianen i parlamentet forøvrig.

Problemet en nå møter er statistisk. Tester basert på medianen er mindre utviklet og mer usikre enn tester basert på gjennomsnitt.(27) Av denne grunn er de testene som presenteres nedenfor hovedsakelig basert på forskjell i gjennomsnitt, men det presenteres også enkelte tester som baserer seg på forskjell i medianer. Før jeg konsentrerer meg om data for Stortinget skal jeg kort kommentere noen interessante undersøkelser av andre flertalls-forsamlinger enn Stortinget.

Innenfor amerikansk statsvitenskap (i mer og i mindre formaliserte varianter) var det lenge en opplest og vedtatt sannhet at Kongressens komiteer besto av homogene sektoruteliggere i preferansemessig forstand. I 1990 publiserte Keith Krebihel en kort (men fortettet) artikkel i American Political Science Review. Artikkelens tittel var formulert som et retorisk spørsmål: «Are Congressional Committees Composed of Outliers?». Svaret Krebihel ga var «nei».

Hvilke data baserer Krebihel svaret på? En vanlig praksis blant en rekke amerikanske sektororganisasjoner er å tilordne skårer mellom null og hundre til den enkelte kongressrepresentant. Tilordningen baseres på den enkelte representants faktiske stemmegivning i et mylder av enkeltsaker, og stigende skåre indikerer at vedkommende representants stemmegivning er i tråd med vedkommende organisasjons interesser. Skårene gir, sammen med opplysninger om representantenes komitemedlemskap, grunnlag for å sammenligne forskjeller i sentraltendens og spredning over ulike sektorkomiter og Kongressen forøvrig i sektorpolitiske spørsmål.

Krebihel finner i det store og det hele små differanser både i standardavvik og gjennomsnitt mellom skårene til medlemmene på ulike sektorkomiteer og medlemmene i Kongressen forøvrig. De differansene han finner er gjennomgående insignifikante. I alt overveiende grad ser Kongressens komiteer ut som «minikongresser». Senere forskning støtter i det store og hele opp under Krebihels konklusjoner.(28) I denne forbindelse kan en spesielt nevne at Londregan og Snyder (1995) gjennomfører en lignende undersøkelse av Kongressen basert på forskjeller i medianenes plassering.(29) Det dokumenteres noe mer preferanseavvik mellom komiteer og plenum enn i Krebihels arbeider. Forskjellene er imidlertid ikke vesentlige. Ikke minst på grunn av svakt utviklet partidisiplin har Kongressen ofte blitt oppfattet som selve arketypen på en segmentert forsamling. Resultatene av den empiriske forskningen om dette på 90-tallet er derfor overraskende.

Det er interessant å merke seg at Signy Vabo (ved Norsk Institutt for By og Regionsforskning) har gjennomført en analyse av norske kommunepolitikeres budsjettpreferanser (basert på et omfattende surveymateriale).(30) Sammenligninger av budsjettpreferansene til medlemmer av kommunale sektorutvalg med budsjettpreferansene til øvrige kommunalpolitikerne, gir ikke grunnlag for slutninger om noen utstrakt segmentering av norsk kommunalpolitikk.

Men hva med Stortinget? Det finnes hverken skårer tilordnet stortingspolitikerne av norske interesseorganisasjoner, eller systematiske undersøkelser av norske stortingspolitikeres budsjettpreferanser. Så langt jeg kjenner til finnes det bare to datasett som i noen grad egner seg til å belyse spørsmål om preferansemessige avvik i Stortinget. Det første av disse baserer seg på stortingsundersøkelse gjennomført i 1985. Relevante analyser med utgangspunkt i dette datasettet finnes i Matthews og Valen (1999). Det andre datasettet baserer seg på en stortingsundersøkelse gjennomført i 1995.(31) Relevante analyser med utgangspunkt i dette finnes i Rasch (1997).(32) Det er altså tale om ett datasett for tiden før komitereformen i 1993, og ett datasett for tiden etter denne reformen. Jeg kommenterer først analysene i Matthews og Valen (1999). Deretter fører jeg analysene i Rasch (1997) noe videre.

Stortingsundersøkelsen av 1985 inneholder 18 allmenne påstander som representantene bes si seg enige eller uenige i på en skala fra null til fem (en likertskala).(33) Matthews og Valen (1999:169-70) sammenligner gjennom-snittlig skalaplassering i hver av fagkomite med resten av representantene for disse 18 påstandene. Siden det var 12 fagkomiteer i stortingsperioden 1985-89 får en 216 sammenligninger. Bare i 18 av disse sammenligningene finner en signifikante (10 pst. signifikansnivå) forskjeller i gjennomsnittlig skala-plassering mellom komite og resten av representantene. Bare 7 av disse sammenligningene kan i sin tur sies å gi uttrykk for forskjellig syn i sektor-politiske spørsmål. I tabell 2 gjengis skalaplasseringene for disse 7 sammenligningene:

Tabell 2: Signifikante forskjeller i synet på sektorpolitikk mellom sektorkomite og plenum

Gj.snt. skalaplassering

Fagkomite	Sak	Komite	Ikke komite
Finans	Vekst i offentlig sektor	3.79	3.22
Kommunal	Reduser antall husbanklån	1.44	1.82
Kommunal	Miljøvern lite viktig	1.33	1.68
Landbruk	Distriktsstøtte lite viktig	1.62	2.25
Forsvar	Reduser forsvaret	1.25	3.57
Forsvar	Behold kjernevåpen	3.57	2.41
Industri	Reduser offentlige utgifter	2.42	2.97

Kilde: Matthews & Valen (1999:170)

Tabellen viser to avvik fra det en kanskje burde forvente. For det første er medlemmene på Finanskomiteen gjennomsnittlig (litt) mer sympatisk til vekst i offentlig sektor enn de øvrige representantene. I utgangspunktet skulle en tro at Finanskomiteens medlemmer (i kraft av sin rolle som vokter av samfunns-økonomien i offentlige disponeringer) ville vise mer tilbakeholdenhet i synet på vekst i offentlig enn de øvrige representantene.(34) Om ikke annet knytter det seg samfunnsøkonomiske kostnader til å finansiere en offentlig sektor som legger økende beslag på verdiskapningen. På den annen side må en huske at Finanskomiteen er kategorisert som en næringsrelevant komite i den første maktutredningen. Kanskje er derfor avviket i tråd med segmenteringstanken?

Det andre avviket gjelder Industrikomiteen. Industrikomiteens medlemmer er gjennomsnittlig mindre betenkt når det gjelder reduksjoner i offentlige utgifter enn de øvrige representantene. Siden Industrikomiteen er en typisk utgiftskomite uten helhetlig ansvar for budsjettets utgiftsside burde en kanskje forvente det motsatte. Begge avvik fra forventningene avtegner seg også i den empirien som undersøkes i avsnitt V.3, og vil bli kommentert mer inngående der.

I stortingsundersøkelsen av 1995 ble det benyttet et sympatibarometer for å måle stortingsrepresentantenes holdninger til fem navngitte organisasjoner, utfra disse organisasjonenes hovedstandpunkter.(35) De fem organisasjonene var: Norges Bondelag (NB), Norges Fiskarlag (NL), Lærerforbundet (LF), Norsk Lærerlag (NLL) og Den Norske Lægeforening (DNL). Med utgangspunkt i dette spørsmålet kan en undersøke forskjeller i sentraltendens og spredning mellom undergrupper av stortingsrepresentanter og de øvrige representantene i deres holdning til navngitte sektororganisasjoner.

I Rasch (1997) gjennomføres en slik undersøkelse med fagkomite som undergruppe. Sentraltendensen måles ved gjennomsnittlig skalaplassering i den aktuelle gruppen. Spredningen måles ved standardavviket i fordelingen av skalaplasseringer. Rasch (1997:28) finner at medlemmene på den aktuelle sektorkomite er gjennomsnittlig mer sympatiske til organisasjoner på egen sektor enn tilfellet er for stortingsrepresentantene forøvrig (jfr øvre del av tabell 3). Differansene i gjennomsnittlig skalaplassering er imidlertid gjennomgående små, og bare i ett tilfelle er differansen signifikant på konvensjonelle nivåer.(36) Dette gjelder medlemmene på Sosialkomiteen, som i gjennomsnitt er signifikant mer positive til Den Norske Lægeforening enn tilfellet er for de øvrige representantene. Også når det gjelder spredningen er differansene små, og ingen av differansene i spredning er signifikante.

Det melder seg nå et viktig spørsmål: Blir disse differansene større eller mindre dersom en i stedet for komite benytter parti som undergruppe? Svaret på dette spørsmålet kan indikere om linjene for konflikt og samarbeid «følger institusjonsgrensene», eller «går gjennom de enkelte institusjoner» slik som den første maktutrederne gjettet at de ville gjøre.

Tabell 3 viser differansene i gjennomsnittlig sympati og spredning mellom undergruppe og Storting forøvrig, med hensyn på holdningene til de fem sektororganisasjonene. Undergruppene er henholdsvis fagkomite og parti.

Tabell 3: Sympati med fem ulike organisasjoner. Differanser:

(Undergruppe - Utvalget forøvrig)(37)

Organisa- sjon:	NLL	LF	NB	NFL	DNLF
Komite:	KUF	KUF	Næring	Næring	Sosial
Gj.snt.	0.32	0.23	0.18	0.59	1.56**
Std.avvik	0.55	0.54	0.72	0.11	0.36
ni / (N- ni )	11 / 103	11 / 103	10 / 103	10 / 105	10 / 104

SV:

Gj.snt.	2.13**	0.39	1.36**	0.78*	-2.48**
Std.avvik	-1.92**	-0.29	-1.56**	-1.25**	-0.80**
ni / (N- ni )	9 / 105	9 / 105	9 / 104	9 / 106	9 / 105

Ap:

Gj.snt.	-0.88*	-0.90*	-2.42**	-0.22	-0.90**
Std.avvik	-0.05	-0.25	-0.53	-0.36	-0.04
ni / (N- ni )	52 / 62	52 / 62	52 / 61	52 / 63	52 / 62

Sp:

Gj.snt.	2.05**	1.88**	3.95**	2.10**	0.36
Std.avvik	-0.22	-0.41	-1.23**	-0.83**	-0.77**
ni / (N- ni )	23 / 91	23 / 91	23 / 90	23 / 92	23 / 91

KrF:

Gj.snt.	1.66**	1.54**	3.35**	0.29	2.12**
Std.avvik	-1.48**	-1.55**	-1.86**	0.54	-0.56**
ni / (N- ni )	8 / 106	8 / 106	8 / 105	9 / 106	8 / 106

Gj.snt.	-1.32**	-0.23	-1.42**	-1.97**	1.42**
Std.avvik	0.09	0.26	-0.69	-0.77**	-0.50
ni / (N- ni )	13 / 101	13 / 101	13 / 100	13 / 102	13 / 101

Frp:

Gj.snt.	-4.12**	-3.30**	-4.03**	-2.75**	0.91
Std.avvik	-0.78**	-0.21**	-1.64**	1.55**	-0.97**
ni / (N- ni )	8 / 106	8 / 106	7 / 106	8 / 107	8 / 106

* Signifikant på 5% nivået
Signifikant på 10% nivået

I sammenligningene av de enkelte partiene med Stortinget forøvrig er 80 pst. av differansene i gjennomsnitt signifikant forskjellige fra null (24 av 30), mot 50 pst. av differansene i spredning (15 av 30). I sammenligningene av den enkelte sektorkomite med Stortinget forøvrig er bare 20 pst. av differansene i gjennomsnitt (1 av 5) signifikant forskjellige fra null, og ingen av differansene i spredning er signifikant forskjellige fra null.

Av de signifikante differansene i gjennomsnittlig skalaplassering mellom de seks partiene og Stortinget forøvrig, så er halvparten negative og halvparten positive for hver av de fem organisasjonene. Gjennomsnittlig sympati med organisasjonene varierer over partigruppene, og partigruppene har ofte diamentralt motstridende sympatier. Videre kan en merke seg at mindre partigrupper går sammen med mer ytterliggående holdninger til sektor-organisasjonene, og at større partigrupper går sammen med større spredning i holdningene.

I appendiks A har jeg beskrevet og gjennomført en test basert på medianene - den strategisk relevante statistikken - i de aktuelle undergruppene og i Stortinget forøvrig. I denne testen er nullhypotesen at fordelingen av skårer på det relevante sympatibarometeret er identisk for alle undergrupper. Som undergrupper benyttes henholdsvis alle komiteene, og alle partiene med unntak av RV og V.(38)

Testen viser at nullhypotesen ikke kan forkastes på konvensjonelle nivåer for noen av de fem sympatibarometrene dersom en benytter komite som undergruppe. Dersom en benytter parti som undergruppe forkastes imidlertid nullhypotesen på konvensjonelle nivåer for alle de fem sympatibarometrene. I denne testen er det altså ikke signifikante forskjeller over komiteene hva gjelder synet på noen av de fem sektororganisasjonene, mens det er signifikante forskjeller over partiene hva gjelder synet på alle de fem sektororganisasjonene.

I tabell 4 ser jeg nærmere på den relative betydningen av komitetilknytning og partitilknytning i forklaringen av sympati med sektororganisasjonene. Avhengig variabel er representantenes skåre på sympatibarometeret for de fem navngitte organisasjonene. Denne søkes forklart med tre uavhengige variable: Om representanten hørte hjemme på vedkommende sektorkomite eller ikke i 1995 (Dummy: Medlem på aktuell komite); hvor mange år representanten eventuelt hadde sittet på vedkommende sektorkomite før valget i 1993 (Antall år på aktuell komite før 1993), og; gjennomsnittsskåren på den økonomiske høyre-venstre aksen for representantens parti (HV-skala parti 1993).(39) Modellens koeffisienter er standardiserte og er estimert med ordinær minste kvadraters metode.

Tabell 4. OLS. Avhengig: Sympatibarometer for ulike organisasjoner.

Beta-koeffisienter (T-verdier)

	NLL	LF	DNL	NFL	NBL
H-V skala parti (1995)	-0.36** (-4.03) *	-0.19** (-2.06) *	0.30** (3.35) *	-0.31 (-3.38)	-0.18** (-1.93) *
Dummy: medlem på aktuell komite	0.05** (0.60) *	0.10** (1.03) *	0.14** (1.55) *	0.05 (0.52)	0.01** (0.10) *
Antall år på aktuell komite før 93	0.00** (0.02) *	0.06** (0.60) *	0.17** (1.89) *	0.04 (0.47)	0.02 (0.21)
Justert R2	0.11	0.02	0.15	0.07	0.01
F-stat	5.60**	1.76	7.71**	4.02*	1.29
N	115	115	115	115	115

* Signifikant på 5% nivået
Signifikant på 10% nivået

En ser av tabellen at i ligningene for Lærerforbudet og Norges Bondelag så forkastes ikke nullhypotesen for modellen (hypotesen om at alle koeffisientene i ligningen er lik null). I ligningene til de tre øvrige organisasjonene - Norsk Lærerlag, Den Norske Lægeforening og Norges Fiskarlag - kan vi imidlertid forkaste nullhypotesen for modellen.

I disse tre ligningene er gjennomsnittsskåren til representantens parti på høyre-venstre aksen signifikant forskjellig fra null. I to av ligningene - Norsk Lærerlag og Norges Fiskarlag - øker sympatien med vedkommende organisasjonen signifikant, desto lenger til venstre på høyre-venstre aksen representantens parti plasserer seg. Variabelene for medlemskap i og fartstid på vedkommende sektorkomite er ikke signifikant forskjellige fra null i disse ligningene. I den siste ligningen - Den Norske Lægeforening - øker sympatien med vedkommende organisasjonen desto lenger til høyre på høyre-venstre aksen representantens parti plasserer seg. Om vedkommende representant har sete i Sosialkomiteen eller ikke, viser ingen signifikant sammenheng sympatien for Den Norsk Lægeforening. Antall år på Sosialkomiteen før valget i 1993 viser imidlertid signifikant positiv sammenheng med sympatien for Den Norske Lægeforening: Desto flere års fartstid på Sosialkomiteen, desto mer sympatisk til organisasjonen, kontrollert for de andre variabelene i ligningen. Legg likevel merke til at effekten av partiplasseringen på høyre-venstre aksen er nesten dobbelt så kraftig som effekten av fartstid på Sosialkomiteen.(40) Dette modererer i noen grad bildet som ble tegnet i tabell 3, hvor Sosialkomiteen fremsto som en udisiplinert komite overfor organisasjoner på egen sektor.

Tabell 5 viser de bivariate korrelasjonene mellom par av uavhengige variable. Vi finner positive (og delvis også signifikante) sammenhenger mellom nåværende medlemskap på sektorkomite og tidligere fartstid på samme sektorkomite. Disse sammenhengene er imidlertid ikke spesielt sterke, og langt fra sterke nok til å vekke mistanke om at ligningene er multikolineære.

Tabell 5: Korrelasjonsmatrise for par av uavhegige variable.

Pearsons-r.

Antall år på aktuell komite før 93

H-V skala parti

		Næring	Sosial	KUF
Dummy: medlem på aktuell komite	Næring	0.34**	-	-	0.02
	Sosial	-	0.33**	-	-0.00
	KUF	-	-	0.18**	-0.00

H-V skala parti

0.06

0.11*

0.08**

* Signifikant på 5% nivået
Signifikant på 10% nivået

IV.2.4. Stortingsundersøkelsene: Oppsummering

Hva kan en så si om segmenteringen av Stortinget utfra undersøkelsene av holdningsdata? For det første må en understreke at holdningsdata ikke gir noe fullgodt mål på representantenes preferanser. Data reiser imidlertid tvil om medlemmer av sektorkomiteene avviker særlig fra den jevne stortingsrepresentant hva gjelder holdninger i sektorpolitiske spørsmål. Slik tvil reises både for perioden før og for perioden etter komitereformen i 1993.

Av de spørsmål representantene ble stilt i 1985 fant en signifikante forskjeller mellom gjennomsnittsholdningene til komitemedlemmene og stortings-representantene forøvrig i bare 18 av 216 sammenligninger. 7 av disse sammenligningene ga uttrykk for holdninger i sektorpolitiske spørsmål, men bare i 5 av disse hadde differansen i gjennomsnittsholdning et fortegn som med rimelighet kan sies å støtte gjetningene i byttemaktmodellen. Av disse 5 differansene gjaldt 2 en komite (Forsvarskomiteen) som den første maktutredningen kategoriserte som næringsperifer, og som en derfor skulle vente liten grad av segmentering i forhold til. Av de 3 gjenværende differansene gjaldt 2 en næringsrelevant komite (Kommunalkomiteen), mens den siste gjaldt en næringskomite (Landbrukskomiteen). Data antyder således ikke noen utstrakt segmentering i stortingsperioden 1985-89, og det synes vanskelig å unnslippe den konklusjon Matthews og Valen (1999:169) trekker fra sin undersøkelse:

«With these few exceptions, the committees where representative of the entire Storting in policy terms.The principal-agent problems created by the committee system seems under control».

For stortingsperioden 1993-95 finner en ubetydelige avvik mellom sektorkomiteenes medlemmer og de øvrige stortingsrepresentantene hva gjelder gjennomsnittlige holdninger til organisasjoner på egen sektor. Gjennomsnittlige avvik mellom partigruppenes medlemmer og de øvrige stortingsrepresentantene er - i motsetning til dette - ofte betydelige. Avvikene er forøvrig større (i begge retninger) i de små partiene enn i de store. Videre fremstår partiene som homogene grupperinger hva gjelder slike holdninger, mens komiteene ikke gjør det. En mulig tolkning av det siste kan være at partidisiplinen (forstått i vid forstand) er effektiv, og at nærings-tilknytning (eller andre formere for sektortilknytning) av denne grunn ikke bidrar særlig til å forklare representantenes holdninger. Forøvrig finner vi at partitilhørighet forklarer relativt mye mer av variasjonen i representantenes holdninger til sektorpolitiske spørsmål enn tilfellet er både for nåværende medlemskap og tidligere fartstid på aktuell sektorkomite. De to siste variabelene burde forklare relativt mye mer enn den første dersom segmenteringstankegangen hadde hatt noe for seg.

Hittil har jeg opptatt meg av én bestemt grunn til at en ikke kan forvente selvseleksjon basert på sektorpreferanser til stortingskomiteene: Slik selvseleksjon vil kunne bryte ned det læringssystemet som komiteene er ment å være. Det finnes imidlertid også en annen grunn til ikke å forvente utstrakt selvseleksjon i Stortinget. Gitt stortingsrepresentantenes preferanser for komiteplassering ville utstrakt selvseleksjon - det være seg basert på sektorpreferanser eller biografi - lede til at en rekke fagkomiteer ble liggende langt fra et optimalt medlemstall.(41) Eller mer sleivete: Gitt stortingsrepresentantenes komitepreferanser vil utstrakt selvseleksjon både lede til håpløst små komiteer, og til håpløst store komiteer.

En mer inngående (teoretisk og empirisk) analyse av slike skranker for selvseleksjon i Stortinget finnes i Helland & Rasch (1998). Spesielt vises det her et interessant - men grovt - estimat på forskjellen mellom første-preferanse for komiteplassering og faktisk komiteplassering for stortings-representantene i 1995. I estimatet øker standardavviket med 260 pst. dersom en går fra faktisk plassering av representantene på komiteer til representantenes førstepreferanse for komiteplassering. Dette indikerer at det foreligger forholdsvis harde skranker mot ren selvseleksjon i Stortinget.(42) Detaljene i estimeringen er gjengitt i appendiks B.

Alt i alt et det vanskelig å finne dekning for påstanden om at staten er segmentert i relevante data for Stortinget. Det bildet som avtegner seg er - tvert i mot - et hvor komiteene synes rasjonelt sammensatt på måter som tilrettelegger for arbeidsdeling, spesialisering og læring i Stortinget som helhet, og hvor komitemedlemmene representerer sine partigrupper slik som de også selv hevder å gjøre (jfr III.1). De sektorpolitiske konfliktene følger i all vesentlighet de tradisjonelle institusjonsgrensene, og krysser i liten grad disse. Det samme bildet avtegner seg også i de data som benyttes i neste avsnitt.

IV.3. Gjennomslag?

I dette avsnittet viser jeg først at det ikke var slik som de første maktutrederne hevdet - at komiteinnstillingene på den tiden så godt som alltid gikk uendret gjennom i Stortingets plenum og at maktbyttene derfor var effektive. Dernest søker jeg svar på spørsmålet: Hva påvirker sannsynligheten for at plenum overprøver et komiteforslag?

Den første maktutredningen ble oppnevnt i 1972 og avga sin sluttrapport i 1981. For å få grep om problemstillingen undersøker jeg en periode som de første maktutrederne (presumptivt) forsøkte å si noe om. Jeg har valgt perioden 1972-1979. For å kunne si noe om problemstillingen må en analysere beslutningsdata for komitebehandlingen i Stortinget. Jeg har avgrenset meg til utelukkende å se på:

(i) Komiteflertallenes innstillinger og plenums reaksjoner på disse i forbindelse med høstrundene i statsbudsjettet.

(ii)Tilfeller der komiteflertallene foreslo endringer i bevilgningsvedtakene «helt på egen hånd.

Avgrensningen er begrunnet i et ønske om å gjennomføre en kvantitativ analyse. Kvantifisering av endringsforslag som komiteene fremmer i lovsaker byr på adskillig større utfordringer enn kvantifisering av endringsforslag som komiteene fremmer i budsjettsaker. Et ensidig fokus på budsjettsaker har imidlertid sin pris, det gjør analysen ufullstendig. Hvor ufullstendig den er, må likevel sies å være et åpent spørsmål. I praksis vil ofte lov- og bevilgningsvedtak være nært forbundet. En rekke viktige forslag som håndteres i budsjettprosessen forutsetter således etterfølgende lovendringer, og det er heller ikke uvanlig å kreve at de bevilgningsmessige sider ved et reformarbeid avklares før dette kan behandles som et lovforslag.

Med fokus på bevilgningsendringer føres blikket bort fra de forhandlings-opplegg Stortinget årlig presenteres for, og hvor det i praksis kan være vanskelig for plenum å foreta endringer. I særlig grad gjelder dette landbruks-oppgjørene. At denne typen oppgjør ikke er inkludert i tallene kan underdrive forekomsten av segmentering.

Det ligger på sin side ikke noen vesentlig begrensning i at jeg har valgt å konsentrere meg om høstrunden av budsjettet. I vårrunden av budsjettet (behandlingen av samleproposisjonen i forbindelse med revidert nasjonal-budsjett) koples ikke fagkomiteene inn, men budsjettforslagene til stortingets plenum forberedes og fremmes i sin helhet av Finanskomiteen.

At jeg har avgrenset meg til bare å se på forslag til endringer i bevilgningsvedtakene kan ved første øyekast synes vel strengt. Komiteene fremsetter jo også alltid en rekke ytringer som ikke leder til bevilgningsvedtak i løpet av en budsjetthøst. Mange av disse har karakter av å være henstillinger til Regjeringen om å foreta bestemte disposisjoner i fremtidige budsjetter. Selv om denne typen henstillinger ikke binder Regjeringen i noen formell forstand, vil de nok ofte oppfattes som bindende i politisk forstand. Burde ikke slike henstillinger vært inkludert i analysen?

Etter mitt skjønn kan spørsmålet besvares avkreftende.(43) Stortingets plenum fatter bare vedtak der komiteene fremmer forslag om bevilgningsendringer. Henstillinger fra komiteene til Regjeringen står for komiteenes egen regning, og behandles ikke av plenum. I dette avsnittet er det plenums vedtak i tilknytning til komiteenes forslag som står i fokus. Den valgte avgrensningen fremstår da som rimelig.(44)

Hva forstår jeg så med formuleringen helt på egen hånd? Det er to typer forslag fra komiteene som leder til bevilgningsvedtak, men som det likevel ikke er rimelig å regne som komiteens egne forslag. For det første dreier det seg om slike budsjettdisposisjoner som komiteene pålegges å fremme forslag om av plenarflertall som er etablert i finansinnstillingen (SI). Dernest dreier det seg om tekniske justeringer av budsjettallene som skyldes at en har fått bedre informasjon om relevante eksogene forhold i løpet av budsjetthøsten (i særlig grad informasjon om fremdriften i investeringsprosjekter og anslagene for de regelstyrte overslagsbevilgningene). Pålegg fra plenarflertall i finansinnstillingen om å fremme bestemte bevilgningsforslag, og tekniske justeringer av budsjettallene er følgelig ikke regnet med i de etterfølgende talloppgavene over komiteenes endringsforslag.(45)

IV.3.1. Budsjettallene

Hva fant så komiteene på helt av seg selv i den aktuelle perioden? Gjennom budsjettets høstrunder over perioden 1972-79 fremmet Stortingets fagkomiteer til sammen 437 forslag til endringer i budsjettallene helt av seg selv.(46) Dersom en regner om de bevilgningsmessige konsekvensene til faste 1998-kroner og summerer over de 437 forslagene, så finner en at komiteene foreslo en netto påplussing av budsjettene på til sammen i underkant av 1.6 milliarder kroner.(47) I dette nettotallet lå det forslag om brutto påplussing svarende til 3.6 milliarder faste 1998-kroner, og forslag om brutto reduksjon i bevilgningene på 2.0 milliarder kroner. Komiteene fremmet altså inndekningsforslag for i overkant av 55 pst. av sine påplussingsforslag.

Forslag om et netto påslag i størrelsesorden 1.6 milliarder faste 1998 kroner gir i snitt snaue 17 millioner faste 1998-kroner per komite per år, eller omlag 200 millioner faste 1998-kroner per budsjetthøst. Dette utgjør ingen stor sum. Tallene tyder snarere på at en har å gjøre med delegasjonsmodellens moderate kompensasjoner for å sikre investering i ekspertise (jfr IV.5), enn med byttemaktmodellens overekspansive budsjetter forårsaket av langtdreven segmentering (jfr III).

Av de 437 forslagene ble 370 akseptert og 67 overprøvd under behandlingen av innstillingene fra den enkelte komite. Det vil si at plenum overprøvd omlag 15 pst. av de forslag komiteene fremmet i perioden. De 67 overprøvingene summerer til en netto svekkelse av budsjettet med 400 millioner 1998-kroner sett i forhold til komiteenes innstillinger. Nettotallet består av avviste påplussingsforslag svarende til brutto 440 millioner 1998-kroner, og avviste kutteforslag svarende til brutto 840 millioner 1998-kroner. Eller med andre ord: I perioden avviste plenum 42 pst. av komiteenes kutteforslag, mot 12 pst. av komiteenes påplussingsforslag. Dette til tross for at bare omlag 55 pst. av komiteenes påplussinger var foreslått dekket inn i utgangspunktet.

I løpet av salderingen av budsjettet (etter at komiteene har avgitt sine innstillinger) endrer plenum (etter forutgående forhandlinger med og på forslag fra Regjeringen) budsjettene før endelige vedtak treffes. I den aktuelle perioden foretok Stortingets plenum 53 slike endringer av budsjettallene (eksklusive tekniske justeringer). 39 av endringene var påplussinger. Disse summerte til 3.7 milliarder 1998-kroner. Bare 14 av forslagene var kutteforslag. Disse summerte til snaue 850 millioner 1998-kroner. I perioden 1972-79 ble altså budsjettet svekket med en netto på snaue 2.9 milliarder 1998-kroner i salderingsrundene. Tabell 7 oppsummerer endringene. Tallenes tale er klar: Skal en lete etter en budsjettulv i denne perioden, så bør en nok heller gå til plenum enn til fagkomiteene.

Tabell 7: Budsjettsvekkelse og budsjettstyrking i milliarder faste 1998-kroner. Fagkomiteer og Plenum i høstrundene 1972-79

	Fagkomiteenes forslag	Plenums vedtak i
	i komiteinnstillingene	komiteinnstillinger og saldering
Påplussinger	+3.60	+4.54
Innsparinger	-2.00	-1.29
Netto	+1.60	+3.25

I appendiks D har jeg brukket opp tallene på komiteer. Det viser seg at Industrikomiteen er den eneste komiteen som i sum fremmer netto kutteforslag. Netto summerer forslagene til denne komiteen over årene 1972-79 til en halv milliard faste 1998-kroner i kutt. Dette samsvarer med det avviket fra forventningene som ble kommentert i tilknytning til tabell 2: I stortingsundersøkelsen av 1985 viste Industrikomiteens medlemmer seg å være gjennomsnittlige mindre betenkt når det gjaldt reduksjoner i offentlig sektor, enn tilfellet var for stortingsrepresentantene forøvrig. Budsjettdata fra perioden 1972-79 trekker altså i samme retning som holdningsdata fra stortingsundersøkelsen av 1985 på dette punktet.

Når plenum endrer budsjettene i salderingsrunden så skjer dette på kapitler og poster som ligger innenfor det enkelte fagbudsjett, og det skjer etter at komiteene har avgitt sine innstillinger. Salderingen av budsjettet kan derfor sees som en form for overprøving av komiteene, som jo ikke har foreslått endringer på disse postene. Dersom en regner endringer i salderingsrundene som overprøving av komiteenes innstillinger - og det finnes gode grunner for å gjøre dét(48) - så overprøvd plenum tilsammen snaue 25 pst. av komiteenes forslag ((67+53)/490) i perioden 1972-79. Dersom en nøyer seg med å regne endringer i forbindelse med behandlingen av komiteinnstillingene som plenums overprøving av komiteene så overprøvd plenum - som allerede bemerket - drøye 15 pst. av komiteenes forslag i den samme perioden (67/437).

Enten en regner på den ene eller den andre måten, så må en kunne si at Hernes tar vel hardt i når han hevder at det er meget sjelden Stortinget treffer en annen beslutning enn den komiteen anbefaler (1983:140). Det synes - i det minste når det gjelder budsjettforslagene - mer rimelig å si at plenum overprøver komiteene forholdsvis ofte.

Vi kan forøvrig merke oss at det var dissens i 32 pst. av de innstillingene der komiteene helt av seg selv foreslo bevilgningsendinger (139/437). Dette tallet er i grovt sammenlignbart med de dissenshyppigheter Rommetvedt (1995b:76) rapporterer for komiteinnstillinger i alle lovsaker; 30 pst. i perioden 1973-77 og 21 pst. i perioden 1977-81.

IV.3.2. Sannsynligheten for å bli overprøvd

Hva bestemmer om et forslag overprøves av plenum eller ikke? Jeg begrenser meg til å se på de 437 vedtakene som ble truffet i forbindelse med behandlingen av komiteinnstillingene. Videre regner jeg alle de 67 tilfellene der plenums vedtak avvek fra komiteens forslag som en overprøving av komiteens forslag. I et stort flertall av disse tilfellene (72 pst.) fattet plenum vedtak om å avvise komiteens forslag i sin helhet. I et klart mindretall av tilfellene (28 pst) fattet plenum enten vedtak som i noen grad imøtekom komiteens forslag, eller vedtak som lå lenger fra komiteforslaget enn en ren avvisning ville ha gjort.

Avhengig variabel i analysen er dikotom, og er kodet «1» dersom plenum overprøvd komiteens forslag og 0 ellers. Sannsynligheten for overprøving estimeres med en logistisk regresjon. De relevante logitligningene er gjengitt i tabell 8. Resultatene fra disse kan ikke tolkes som sannsynligheter direkte, men koeffisientenes fortegn og signifikansnivåer gir mening.

Tabell 8: Logitligninger. Overprøving av kommiteenes budsjettinnstillinger 1972-1979.(49)

	Modell 1	Modell 2	Modell 3	Modell 4	Modell 5
Konstant	0.64**	-0.42**	0.64**	-0.75**	-0.07**
D: Støtte i plenum	-3.83**		-3.71**	-3.10**	-3.37**
D: Enig komite		-2.75**	0.15**		0.31**
Forslag i faste 98 kr				0.00**	-0.00**
D: Kutt				2.33**	2.20**
D: Næringskomite					0.25**
D: Relevant komite					0.57**
Bevilgningsstruktur					-0.28**
Kji-kvadrat modell	151.9**	87.2**	152.0**	186.7**	190.5**
Pst. treff.	90.4%	84.7%	90.4%	95.0%	95.0%
N	437	437	437	437	437

* Signifikant på 5% nivået
Signifikant på 10% nivået

Alle de 437 beslutningene kjennetegnes av følgende: Dersom et medlem i en partifraksjon står bak et forslag så står også de øvrige medlemmene i samme partifraksjon bak dette forslaget. Det er altså perfekt partidisiplin i de komiteforslagene som undersøkes. Grunnen til at et komiteflertall ikke har flertallsstøtte blant partiene i Stortingets plenum kan følgelig ikke være udisiplinert opptreden fra komitemedlemmene.

Det finnes imidlertid forhold som kan lede til avvik mellom komite -og plenumsflertall også når partidisiplinen er perfekt. FO 11, 2. ledd fastslår at: Lagtingets medlemmer bør, så vidt mulig, fordeles på samtlige fagkomiteer. Likeledes bør gruppene, så langt råd, være forholdsmessig representert i komiteene. Siden ikke alle partigrupper har et medlemstall som er delelig på 12, siden noen grupper har færre enn 12 medlemmer, og siden det også ligger en begrensning i at Lagtingsmedlemmene bør fordeles på samtlige komiteer, så vil ikke alle komiteer kunne ha samme forholdsmessige partisammen-setting som Stortingets plenum. I tillegg ser det ut til å eksistere uformelle føringer i retning av å fordele representantene jevnt over komiteene også etter distrikt og kjønn (Stordrange 1988:132).

Slike forhold, sammen med det forhold at komiteformannens dobbeltstemme er utslagsgivende ved stemmelikhet i komiteene, leder til at en del flertallsinnstillinger fra komiteene ikke har et flertall av partiene i plenum bak seg til tross for at det eksisterer perfekt partidisiplin. I det foreliggende datamaterialet ble snaue 19 pst. av komiteforslagene (81/437) fremmet av partikoalisjoner uten et flertall av partiene i plenum bak seg. Spørsmålet blir om sannsynligheten for overprøving avhenger av om komiteen hadde støtte blant et flertall av partiene på gulvet eller ikke?

I modell 1 er den uavhengige variabelen en dummy. Denne er kodet «1» dersom komiteflertallet besto av partifraksjoner hvis respektive partigrupper hadde flertall i plenum og «0» ellers. Av modellen ser en at sannsynligheten for overprøving reduseres signifikant dersom en går fra et komiteflertall bestående av partifraksjoner uten flertall i plenum, til et med flertall i plenum. Flertallsstøtte på gulvet ser altså ut til å være en viktig forutsetning for at komiteens forslag skal få gjennomslag i plenum.

Å konkludere med at flertallsstøtte er en viktig forutsetning ville imidlertid være prematurt, 68 pst. av komiteinnstillingene fremmes jo av enige komiteer (298/437). I alle de tilfeller der det står en enstemmig komite bak forslaget vil kravet om flertallsstøtte i plenum være innfridd. Sartori (1987:227-32) argumenterer for at komiteer må enes for å være effektive.(50) Det har også blitt fremholdt som særlig usannsynlig at plenum vil overprøve en enstemmig Stortingskomite (Olsen 1983:60, Hernes 1975:139).(51) Kan det være at modell 1 skjuler en spuriøs sammenheng, og at det som virkelig betyr noe er om det står en enstemmig komite bak forslaget eller ikke?

I modell 2 er den uavhengige variabelen en dummy som tar verdien «1» dersom det sto en enstemmig komite bak forslaget og verdien «0» ellers. En ser av den bivariate sammenhengen at sannsynligheten for overprøving reduseres signifikant dersom en går fra et komiteflertall som ikke inkluderer samtlige komitemedlemmer til en enig komite.

Den logiske sammenhengen mellom de to dummyvariabelene «støtte i plenum og enig komite kan tenkes å reise et problem i en kontrollert test. I alle tilfeller der den siste variabelen er kodet 1 har også den første variabelen kodingen 1. Det er likevel slik at den siste variabelen kan være kodet 1 mens den første variabelen er kodet 0. Styrken på den bivariate sammenhengen mellom de to variabelene avgjør om en kontrollert test er problematisk eller ikke. Det viser seg at den bivariate korrelasjonen er på 0.68.(52) Etter tommelfingerregelen kan vi da inkludere begge dummyvariabelene i en og samme ligning uten overdreven frykt for multikolinearitet. Dette er gjort i modell 3.

En ser av modell 3 at den kontrollerte effekten av enighet endrer fortegn og blir insignifikant. Den kontrollerte effekten av å ha støtte blant et flertall av partiene i plenum svekkes på sin side ubetydelig, og variabelen beholder sitt signifikansnivå. Konklusjonen må bli at enighet i seg selv ikke virker bestemmende på sannsynligheten for at plenum overprøver et komiteforslag. Det som er av betydning er om komiteflertallet har støtte blant et flertall av partiene i plenum eller ikke.

I byttemaktmodellen er et komiteflertall et komiteflertall. Modellen gir ikke grunnlag for en forventning om at gjennomslag i plenum er betinget av komiteflertallet har støtte blant et flertall på gulvet. Ulike konstellasjoner av partiflertall er rett og slett ikke relevante for de konklusjoner som trekkes i modellen. I denne modellen er det støtte fra et flertall av andre komitemedlemmer i et byttearrangement- ikke et partipolitisk kompromiss - som gir grunnlag for gjetningen om at komiteenes forslag gis gjennomslag i plenum.

Modell 3 viser at byttemaktmodellens implikasjon ikke vinner støtte i data. Dersom flertallet i komiteen består av partifraksjoner som også utgjør et flertall blant partiene i plenum reduseres sannsynligheten for overprøving signifikant. Om det står en enig komite bak forslaget eller ikke påvirker på sin side ikke sannsynligheten for overprøving. Testen indikerer - i likhet med testene i avsnitt IV.2 - at konflikt- og samarbeidslinjene i Stortinget følger partigrensene, ikke komitegrensene.

Byttemaktmodellen impliserer alvorlige koordineringsproblemer i budsjett-politikken, siden hver enkelt komite øver et konstant, høyt og for det meste effektivt press på knappe ressurser. En skulle følgelig vente at de koordinerende instansene - i første hånd partigruppenes lederskap og Finanskomiteen - i det minste ville forsøke å demme opp for utgiftspresset. Som et minimum burde ikke plenum være mer tilbøyelige til å overprøve komiteenes kutteforslag enn deres påplussningsforslag. Videre burde sannsynligheten for overprøving stige (eller i alle fall ikke synke) med forslagets beløpsmessige størrelse. Dette siden beløpsmessig store forslag legger mer press på knappe ressurser enn beløpsmessig mindre forslag.

I modell 4 har jeg inkludert to nye variable: Forslagets beløpsmessige størrelse, målt i faste 1998-kroner, og en dummyvariabel som antar verdien 1 dersom forslaget var et kutteforslag og verdien 0 dersom forslaget var et påplussningsforslag. Gjetningene om en viss oppdemming for utgiftspresset vinner ingen støtte i data. Komiteenes kutteforslag har - stikk i strid med gjetningen - signifikant høyere sannsynlighet for å bli overprøvd av plenum enn komiteenes påplussningsforslag har. Forslagets beløpsmessige størrelse viser på sin side ingen signifikant sammenheng med sannsynligheten for overprøving.

Modell 4 peker i samme retning som talloppstillingen i tabell 7. Dersom en skal identifisere de ekspansive kreftene i Stortinget er det et godt råd å starte med partiene fremfor komiteene. Det er forøvrig interessant å sette disse sammenhengene i samband med det andre avviket fra forventningene som ble kommentert i tilknytning til tabell 2: Finanskomiteens medlemmer - Stortingets budsjettkoordinerende enhet per se - viste seg i stortings-undersøkelsen av 1985 å være gjennomsnittlig (litt) mer sympatiske til vekst i offentlig sektor enn de øvrige stortingsrepresentantene. Budsjettdata for perioden 1972-79 motsier altså ikke dette funnet.

I modell 5 har jeg inkludert fire nye variable. De tre første inngår i et sett av dummyvariable som identifiserer komiteene etter den første maktutredningens kategorisering av næringsrelevans (jfr tabell 1). Variabelen næringskomite antar verdien 1 dersom forslaget ble fremmet av Industri-, Landbruks- eller Sjøfarts- og fiskerikomiteen, og verdien 0 ellers. Variabelen relevant antar verdien 1 dersom forslaget ble fremmet av Administrasjons-, Finans-, Kommunal- eller Samferdselskomiteen, og verdien 0 ellers. Dersom variabelene Næringskomite og Relevant begge tar verdien 0 ble forslaget hverken fremmet av en næringskomite eller en næringsrelevant komite, men av en komite som den første maktutredningen anså som næringsperifer. Det vil si av Forsvar-, Justis-, Kirke- og undervisning, -Sosial- eller Utenrikskomiteen.

Den fjerde variabelen er «bevilgningsstruktur». Dette er en trinnvis indeks som søker å fange opp grad av eksogen usikkerhet knyttet til den bevilgning forslaget fremmes på.(53) Konkret har jeg konstruert indeksen med utgangspunkt i to spørsmål:

(A) Hvilken postgruppe ble bevilgningsforslaget fremmet på?

(B) Var det stikkord knyttet til den posten bevilgningsforslaget ble fremmet på?

Postgruppene er de som avspeiles statsbudsjettets kontoplan: 01-29 Lønn og drift; 30-49 Investering; 50-59 og 70-89 Overføring; 60-69 Kommuneøkonomi, og; 90-99 Lån. Også stikkordene er de som avspeiles statsbudsjettets kontoplan. Stortinget kan knytte tre ulike stikkord til sine bevilgninger: Kan overføres som innebærer at bevilgningen kan overføres fra inneværende til fremtidige budsjetterminer; kan nyttes under som innebærer at beløpet kan nyttes under andre (nærmere angitte) poster enn den som det er bevilget på, og; overslagsbevilgning som innebærer at utbetalingene er regelstyrte og at bevilgningsvedtaket derfor (ikke er reelt bindende men) har status av å være et anslag på hva utgiftene vil bli.(54)

Å anslå bevilgningsbehovet på lønns- og driftsbevilgninger er som oftest en forholdsvis enkel oppgave. Som en hovedregel vil det å budsjettere realistisk på ordninger innenfor de øvrige postgruppene by på større problemer. Dette skyldes at usikkerhet omkring (ulike former for ) lokal aktørtilpasning og administrativ skjønnsutøvelse som oftest er mer markert i de sistnevnte ordningene. Stikkord knyttes på sin side til en bevilgning i den hensikt å gi Regjeringen større fleksibilitet til å gjennomføre bevilgningsvedtakene i løpende termin. Grunnen til at Regjeringen gis større fleksibilitet er at Stortinget selv har vanskelig for å anslå bevilgningsbehovet på en realistisk måte ved bevilgningstidspunktet.

Variabelen «bevilgningsstruktur» er konstruert slik at forslag som antas å ligge på bevilgninger med en mer kompleks struktur og høyere grad av eksogen usikkerhet (hvor realistisk budsjettering stiller strengere krav til ekspertise), gis høyere indeksverdi enn forslag som antas å ligge på mindre komplekse bevilgninger med lavere grad av eksogen usikkerhet. Indeksverdiene er som følger:

(3) Drifts- eller lønnsposter uten stikkord.

(4) Drifts- eller lønnsposter med minst ett stikkord.

(5) Overføringer, kommuneøkonomi, investeringer eller lån uten stikkord.

(6) Overføringer, kommuneøkonomi, investeringer eller lån med minst ett stikkord.

Modell 5 viser at de kontrollerte effektene av dummyvariabelene for «næringsrelevans er insignifikante, og forøvrig at de også har feil fortegn.(55) I budsjettdata for perioden 1972-79 finnes det altså ikke støtte for å si at de mer næringsrelevante komiteene har større sannsynlighet for å få sine forslag akseptert enn mindre næringsrelevante komiteer.

I appendiks E har jeg kontrollert logitligningen i modell 5 for hvilken komite som fremmet forslaget. Det viser seg at sannsynligheten for å bli overprøvd var signifikant lavere dersom forslaget kom fra Forsvars-, Sosial, Samferdsels- eller Kirke- og undervisningskomiteen. Ingen av disse komiteene ble av de første maktutrederne kategorisert som næringskomiteer, men tre av dem ble kategorisert som næringsperifere og den siste (Forsvar) ble kategorisert som næringsrelevant. For de øvrige 8 komiteene er de kontrollerte effektene insignifikante. Effektene av øvrige variabelene i logitligningen er (så å si) upåvirket av kontrollen for komite. I samme appendiks kontrollerer jeg for effekten av hvilket år forslaget ble fremmet. Ingen av årene har signifikante kontrollerte effekter. Igjen er effektene av de øvrige variabelene i logitligningen (så å si) upåvirket av kontrollen.

Av modell 5 ser en at den kontrollerte effekten av «bevilgningsstruktur» viser negativ signifikant sammenheng med sannsynligheten for at plenum overprøver et komiteforslag. Det vil si at plenum viser mindre vilje til å overprøve komiteforslagene desto mer komplisert bevilgningen er (og desto høyere eksogen usikkerhet som knytter seg til budsjetteringen). Det kan synes rimelig å tolke dette som en støtte til delegasjonsmodellen. Desto mer komplisert bevilgningen er (og desto høyere eksogen usikkerhet som knytter seg til budsjetteringen), desto mer markert er plenums læringsbehov og desto mer ekspertise trengs det for å budsjettere realistisk. Desto mer ekspertise som investeres i komiteinnstillingen, desto mer tilbakeholdenhet skulle en forvente av plenum.

IV.3.2. Budsjettdata: Oppsummering

Telling viser at fagkomiteenes budsjettforslag over perioden 1972-79 har en moderat samlet beløpsstørrelse. Ekspansive komiteer kan i denne perioden vanskelig sies å representere et vesentlig koordineringsproblem i budsjett-politikken. Budsjettekspansjonen i plenarbehandlingen av komite-innstillingene og i salderingen av budsjettet er betraktelig høyere.

Stortingets plenum overprøvd ikke sjelden flertallsforslag fra komiteene. Sannsynligheten for at et flertallsforslag fra komiteene ble overprøvd avhang ikke av hvor næringsrelevant komiteen som fremmer det var. Sannsynlig-heten for overprøving avhang heller ikke av om det sto en enig komite bak forslaget eller ikke. Dersom komiteflertallet besto av fraksjoner hvis respektive grupper hadde flertall i plenum, var imidlertid sannsynligheten for overprøving signifikant lavere enn om komiteflertallet besto av fraksjoner hvis respektive grupper ikke hadde flertall i plenum. Dette indikerer at konflikt -og samarbeidslinjene i Stortinget fulgte partigrensene, ikke komitegrensene, i perioden 1972-79.

Om komiteflertallet fremmet et kuttforslag var sannsynligheten for overprøving høyere enn om komiteflertallet fremmet et påplussingsforslag, men forslagets beløpsmessige størrelse påvirket ikke sannsynligheten for overprøving.

Desto mer komplisert bevilgning forslaget ble fremmet på, og desto høyere eksogen usikkerhet som knyttet seg til ordningen, desto lavere var sannsynligheten for at forslaget ble overprøvd. Dette tyder på at komiteene ble brukt som et læringsinstrument av plenum i den aktuelle perioden. De nevnte effektene ble ikke svekket av kontroll for komite eller år.

I tabell 9 har jeg gitt et eksempel på hvordan sannsynligheten for overprøving endrer seg med verdisettet på de uavhengige variabelene.(56) I begge tilfeller (A og B) antas det at komiteens innstilling har dissens, at forslagets beløpsmessige størrelse (i absoluttverdi) er 17 millioner faste 1998-kroner og at forslaget fremmes av en næringsrelevant komite.

Tabell 9: Sannsynlighet for overpøving. Et eksempel.

	A	B
D: Støtte i plenum	1	0
D: Kutt	0	1
Bevilgningsstruktur	4	1
P(Y=1)	0.01	0.89

P(Y=1)B - P(Y=1)A

0.88

I tilfelle A ser jeg på et komiteflertall som har støtte blant et flertall av partiene i plenum og som fremmer et påplussingsforslag på den mest kompliserte formen for bevilgning. Sannsynligheten for at forslaget fra denne komiteen overprøves er 1 prosent. I tilfelle B ser jeg på et komiteflertall som ikke har støtte blant et flertall av partiene i plenum og som fremmer et kutteforslag på den minst kompliserte formen for bevilgning. Sannsynligheten for at dette forslaget overprøves er 89 prosent. Ved å gå fra det siste til det første tilfellet øker sannsynligheten for overprøving med hele 88 prosentenheter. Det er etter dette klart at variabelene vi har identifisert er potente faktorer når en søker å forklare variasjon i sannsynligheten for at ulike komiteforslag overprøves.

IV.4. Sterke komiteer og overekspansive budsjetter?

Et resultat av langt dreven segmentering er overekspansive budsjetter. Det knytter seg to former for ineffektivitet til dette. For det første blir budsjettene (i en viss forstand) mer ekspansive enn flertallsviljen, og derfor ineffektive i demokratisk forstand. For det andre knytter det seg kostnader til finansieringen av budsjettvekst, og ekspansjonen er sannsynligvis samfunnsøkonomisk ineffektiv av denne grunn.(57)

En forutsetning for at det skal vedtas overekspansive budsjetter i byttemakt-modellen er at komiteene har dagsordenmakt. De første maktutrederne la opp til en bred forståelse av begrepet dagsordenmakt: En komites dagsorden-makt ble ikke bare knyttet til beslutningsprosedyrer som favoriserte den, men også til den private beslutningsrelevante informasjon komiteen måtte besitte (speilbildet av plenums kapasitetsbegrensninger).

I delegasjonsmodellen skilles det skarpt mellom dagsordenmakt og privat beslutningsrelevant informasjon. Gjetningen er her at komiteer som har evne til å fremskaffe privat beslutningsrelevant informasjon vil bli gitt gjennomslag i plenum. Dette skyldes ikke - som i byttemaktmodellen - at det eksisterer et underliggende maktbytte mellom ulike komiteer. Det skyldes at utstrakt overprøving ville innebære at komitemedlemmene ikke ble kompensert for å investere i ekspertise. Uten kompensasjon for slik innsats er det lite trolig at det ville bli investert i ekspertise. Siden komitemedlemmene (i et rasjonelt sammensatt parlament) bare tillates å være moderat uteliggende kan imidlertid ikke gjennomslag utgjør en vesentlig kilde til budsjettekspansjon.

I et parlament med moderat uteliggende komitemedlemmer som gis gjennomslag for sine forslag vil plenum - slik delegasjonsmodellen utlegger det - lære konsekvensene av å fatte vedtak. I budsjettpolitikken kan slik læring bidra til at plenum ikke fatter vedtak som i etterkant viser seg å være mer ekspansive enn det var grunn til å tro på beslutningstidspunktet. Erfaringsmessig kan mangelfull viten om utgiftskonsekvenser være betydelige.(58) Den budsjettmessige virkningen av forslag som komiteene fremmer helt av seg selv ser på sin side ut til å være liten (jfr IV.3). En begrunnet gjetning er at den ekspansive virkningen av de kompensasjoner komiteene gis for å investere i ekspertise, mer enn oppveies av en den disiplinen som ligger i at plenum ikke baserer sine bevilgningsvedtak på urealistisk og mangelfull viten.

Ut fra disse betraktningene kan en sette opp to konkurrerende hypoteser:

1.Komiteer med dagsordenmakt og evne til å fremskaffe privat beslutningsrelevant informasjon, går sammen med svekket budsjettbalanse (segmentering).

2.Komiteer med dagsordenmakt og evne til å fremskaffe privat beslutningsrelevant informasjon, går sammen med styrket budsjettbalanse (delegasjon).

En test av disse hypotesene på et komparativt materiale er gjennomført av Helland (2000). I det etterfølgende skal jeg nøye meg med å skissere et sentralt funn i dette arbeidet.

Helland benytter variasjon i budsjettbalansen over 13 vest-europeiske land i perioden 1978-95 som avhengig variabel.(59) Siktemålet er å si noe om hvilke politisk-institusjonelle forhold som kan bidra til å forklare slik variasjon. En av de forklaringsvariabelene som undersøkes er nettopp komitemakt. Målene som benyttes i denne sammenheng inkluderer både komiteenes dagsordenmakt og deres evne til å fremskaffe privat beslutningsrelevant informasjon.

Kontrollert for en rekke andre politisk-institusjonelle variable (som har teoretisk forankring i litteraturen) viser undersøkelsen at stigende komitemakt går sammen med forbedret budsjettbalanse.(60) Denne kontrollerte sammenhengen er relativt sett sterkere enn de kontrollerte sammenhengene mellom andre politisk-institusjonelle variable og budsjettbalansen. Sammen-hengen mellom komitemakt og budsjettbalanse synes videre å være forholdsvis sikker.(61) Til sist er sammenhengen robust for endringer i det mål på komitemakt som benyttes.(62)

I sum: Også i omfattende sammenligninger over land og år taper byttemaktmodellen for delegasjonsmodellen i strategisk hypotesetest. Spørsmål kan stilles ved påstanden om at sterke komiteer leder til demokratisk- og samfunnsøkonomisk ineffektivitet. Relevante data tyder på det stikk motsatte - sterke komiteer synes å bidra til å sikre et velfungerende folkestyre, og til å holde de samfunnsøkonomiske kostnadene knyttet til budsjettering nede.

V) KONKLUSJONER

Det har blitt stilt spørsmål ved om segmentering kan sies å utgjøre et hovedproblem i andre perioder enn den perioden som analyseres i den første maktutredningen (Nordby 1996, Rommetvedt 1995, 1997). Det er også fremført argumenter om at det har funnet sted en avsegmentering av bestemte sektorer i tiden etter den første maktutredningen (Veggeland 1997).

Argumentet i det foreliggende arbeidet er sterkere. Et rasjonelt plenum vil ikke tillate en selvseleksjon til komiteene basert på sektorpreferanser. Brudd med rasjonalet ødelegger komitestrukturen som læringsinstrument for plenum. Dette rasjonalet gjelder uavhengig av tidsperioder og sektorer. Segmentering burde følgelig ikke utgjøre et fundamentalt problem i noen periode. De første maktutrederne tok ikke hensyn til dette rasjonalet. Gjetningene som ble fremsatt var av denne grunn lite plausible. I tillegg var empirien som ble benyttet uegnet til å belyse gjetningene.

Dersom en tar den klassiske komitebegrunnelsen på alvor (arbeidsdeling, spesialisering og læring) etableres det klare grenser for hvor langtdreven segmentering et rasjonelt plenum vil akseptere. Etterprøving basert på relevante data og strategiske hypotesetester svekker påstanden om et fragmentert styringsverk dominert av særinteresser. Samtidig styrkes påstanden om at folkestyret er organisert på måter som sikrer at flertallsviljen er velinformert, og at den gis stor grad av gjennomslag i formuleringen av politikk. Alt tyder på at konflikt- og samarbeidsmønstrene i Stortinget følger partigrensene, ikke komitegrensene.

Disse konklusjonene understøttes av holdningsdata for Stortinget, både i tiden før og i tiden etter komitereformen av 1993. Videre understøttes de av (et uttømmende sett) budsjettdata for den periode de første maktutrederne pretenderte å si noe om. Til sist viser tversnittsundersøkelser - såvel som undersøkelser av kombinerte tversnitts- og tidsserier - av andre flertalls-forsamlinger at gjetningen om utstrakt segmentering av statsapparatet har lite for seg.

Som en slags epilog til den første maktutredningen gjør Hernes (1984:165) seg til talsmann for å sette samordnede mekanismer høyere opp på forskningens agenda:

«…man skal heller ikke undervurdere de samordningsorganer som fungerer på tvers av sektorene, men som er lite studert. Det gjelder ikke bare underutvalgene av statsråder, men også faste og midlertidige statssekretærutvalg, samt en rekke tverrdepartementale embets- og tjenestemannsutvalg. De organisatoriske grensene krysses ofte. Så selv om det er tendensene til sektorisering som har stått høyest på forskningsdagsordenen de senere år, ville det nok være god forskningspolitikk å gå inn på den samordning som faktisk finner sted.

Jeg slutter meg helhjertet til anbefalingen, og har fulgt den opp i det foreliggende arbeidet. Samordnende krefter er vel verdt å studere. En viktig kvalifikasjon må likevel gjøres. Komiteene ble sett på som splittende krefter i den første maktutredningen. Følgelig nevnes de heller ikke i Hernes liste over samordningsorganer. Jeg har tatt et annet utgangspunkt, at komiteer som underordnes plenar- og partikontroll vil kunne gi - og også ser ut til å gi - vesentlige bidrag til samordning av politikk.

Hva med oppfatningene til toneangivende politikere om at «den segmenterte stat» gir en dekkende beskrivelse av sentrale problemer i styringsverket? Burde en ikke være skeptisk til mine påstander siden de går på tvers av slike oppfatninger? I utgangspunktet er det grunn til det. En bør likevel merke seg at sentrale politikere har en tendens til å fremheve segmenteringsproblemene i tilknytning til konkrete erfaringer med budsjetter som ble mer ekspansive enn ønskelig. Dette er tilfelle både for Willoch og for Johnsen slik disse er sitert i avsnitt I.

Kan det være at tanken om mektige sektorentusiaster er en god fiende for ansvarlige politikere? Er det slik at mektige sektorentusiaster blir skjøvet frem som en anonym kraft uten klart definert partimedlemskap? En kraft som ansvaret skyves over på når partiene står steilt og de resulterende flertallsavgjørelsene svekker en balanse som de samme partiene har fredet?

Jeg tar ikke stilling til disse spørsmålene, men nøyer meg med å peke på et prinsipp: Et velfungerende folkestyre avhenger av klarhet i ansvars-plasseringen. I Stortinget skal politikk i siste hånd skapes av et flertall blant identifiserbare partier med klare programformuleringer. Formelt sett er stortingsflertallet overordnet komiteene. Undersøkelsene i det foreliggende arbeidet tyder på at dette også er en realitet. Gitt at delegasjonsforholdet mellom fagkomiteer og plenum i grove trekk fungerer som det er ment å fungere så bør ansvaret for utilfredstillende flertallsvedtak i større grad plasseres der det hører hjemme; hos partiene.

I tradisjonen fra Hernes velger jeg å avslutte med en spissformulering. Denne kan i grovt sies å dekke gjetningene jeg har fremsatt og konfrontasjonene jeg har gjennomført:

I en velfungerende flertallsforsamling knyttes vilje til parti og viten til sektor. Det ideelle komitemedlem vet mest og vil minst på egen sektor. Stortinget er i denne forstand en velfungerende flertallsforsamling med ideelle komitemedlemmer.

NOTER

(1) Jeg har hatt stor nytte av å diskutere ulike sider av det foreliggende arbeidet med Bjørn Erik Rasch, Jo Saglie og deltakerne på Maktutredningens Seminar den 21.10.99.

(2) Innledende vedtak om komitevise budsjettrammer ble også en hovedingrediens i den budsjettreformen som Stortinget vedtok høsten 1997. Sigbjørn Johnsens begrunnelse var imidlertid ikke en begrunnelse som ble benyttet av det utvalget som utredet reformen (Innstilling fra utvalget for vurdering av reformer av Stortingets behandling av stats- og Nasjonalbudsjett. Oslo: Stortinget).

(3) I notatet har jeg valgt å la preferanser være synonymt med (eller i alle fall være inkludert i) maktutredernes begrep verdier, og jeg har valgt å la oppfatninger være synonymt med (eller i alle fall være inkludert i) maktutredernes begrep situasjonsoppfatninger. Preferanser og oppfatninger er - slik begrepene benyttes innenfor spillteorien - velavgrensede begreper.

(4) Den kanoniske gjenvalgsmekanismen er eksplisitt formulert i byttemaktmodellen til Weingast et al. (1981/1994). Primærgruppen er i dette tilfellet delegatens hjemdistrikt.

(5) Vekten som legges på distriktsrepresentasjon i Hernes (1971) skyldes kanskje at han lot seg inspirere sterkt av datidens amerikanske sosiologi (noe som ikke virker urimelig for en PhD student i sosiologi på Harvard). Også i senere forskning har distriktsrepresentasjon i Stortinget blitt tillagt vekt, jfr særlig Rommetvedt (1995).

(6) Spørsmålet om hvorvidt det ligger til rette for en segmentert stat avhenger delvis av institusjonelle forhold. Disse kan variere over segmenter, land og tid. Forhold som må antas å være av betydning er: Antall komiteer; komiteenes størrelse; deres arbeidsbyrde; fordelingen av arbeidsoppgaver over komiteer; forekomsten av underkomiteer; begrensinger på antall komitemedlemskap representantene tillates å ha; komiteenes formelle maktstilling innad i parlamentet; og spørsmålet om hvorvidt komiteenes arbeidsområder sammenfaller med spesialiseringen av den utøvende makt. Variasjon i komitestørrelse, antall komiteer, forekomsten av underkomiteer og begrensninger i antall komitemedlemskap behandles komparativt i Helland & Rasch (1998:222). Sammenfall mellom komiteenes arbeidsområder og arbeidsdelingen i den utøvende makt behandles komparativt i Powell & Whitten (1993), jfr Strøm (1990). Komiteenes maktstilling innad i parlamentet behandles komparativt i Mattson & Strøm (1995). Forskjeller i arbeidsfordeling og arbeidsbelastning over ulike nasjonalforsamlinger er så langt jeg kjenner til ikke dokumentert, men forskjeller i disse størrelsene over ulike stortingskomiteer dokumenteres i Helland & Rasch (1998:238-4).

(7) Jfr Innst.S.nr. 145 (1991-92), Stortingsforhandlinger (1991-92) ss. 3409-3440 og Rommetvedt (1997:105-08).

(8) En rekke mekanismer som leder fra sterke organisasjoner til ineffektiv ressursallokering er undersøkt i den formelle litteraturen. Mitchell & Munger (1991) gir en grei oversikt over de mest kjente. Baron (1991) og Weingast et al. (1981/1994) studerer slike mekanismer innenfor eksplisitte byttemaktmodeller.

(9) I det norske skattesystemet er allokeringskostnadene ved beskatning estimert til omlag 50 øre på marginen (jfr f eks Brendemoen & Vennemo 1993). Også underskuddsfinansiering kan ha betydelige samfunnsøkonomiske kostnader (jfr f eks bidragene i Eklund 1994).

(10) Tanken om den segmenterte stat kan spores lengere tilbake i amerikansk statsvitenskap. Spesielt er slike tanker velutviklet i Dahl & Lindblom (1953). Jeg slutter meg til Holmberg & Esaiassons (1988:69, note 19) vurdering av at den første maktutredningen i sterkere grad kunne ha kreditert Dahl & Lindblom for pionerinnsatsen.

(11) Byggeklossene i tidlige byttemaktmodeller er forøvrig de samme som i senere spillformuleringer. Krehbiel & Gilligan (1995:42) skriver f eks om dette at:

«The gains from exchange hypothesis is implicitly based on a rational actor model that employs assumptions about legislators' goals and knowledge, the application of a majoritarian voting process, and the adoption of institutional features pertaining generically to the allocation of procedural or parliamentary rights».

(12) Hernes tilhører selv dem som har problematisert modellmessige forutsetninger om fravær av informasjonssvikt. Jfr f eks Hernes (1978:206-08) hvor det oppvises en klart kritisk innstilling. Disse problematiseringene ligger nok likevel litt på siden av de som ansees sentrale i dagens forskningsfront.

(13) Maktutrederne er forøvrig ikke de første som har begått denne feilen. Også i Niskanens (1971) byråkratimodell blandes byråkratens dagsordenmakt og informasjonsmonopol sammen. Denne sammenblandingen gir byråkraten en nærmest diktatorisk makt. Mye av denne makten forvitrer imidlertid dersom vi avstår fra en slik sammenblanding, se Bendor (1988), jfr Moe (1997:459).

(14) Jfr Holmberg & Esaiasson (1988:33-4) for utdypning og referanser.

(15) Det korrekte ville være å benytte begrepet utvalget fremfor representantene. Siden svarprosenten i undersøkelsen var på hele 94 pst. (Matthews &Valen 1999:14) synes imidlertid dette å være mer av et terminologisk enn et substansielt spørsmål.

(16) En oversikt over fordelingen av stortingsrepresentanter på ulike komiteer i etterkrigstiden er gitt i Helland & Rasch (1998:225).

(17) Holmberg & Esaiasson (1988:68-77) undersøker spesielt om en jerntriangelmodell bidrar til å kaste lys over spørsmålet om hvem riksdagsmedlemmene representerer. Modellen gir opphav til følgende begrunnede gjetning:

«En av den norska maktutredningens mest kända resultat är teorin om den segmentiserade staten och förekomsten av järntrianglar Skall järntriangelmodellen ha något att tillföra bör kontakterna med interesseorganisationerna vara specialiserade. Företrädesvis är det partiernas utskottsrepresentanter som kan tänkas sammanträffa med organisationer inom sitt kompetensområde.

Forfatterne finner at konfrontasjon med data for kontakthyppighet mellom riksdagsmedlemmer og medlemmer for svenske interesseorganisasjoner i 1985 i liten grad støtter en slik gjetning. Etter mitt skjønn er likevel data for kontakthyppighet lite egnet til å trekke slutninger av denne typen, og for mye bør derfor ikke legges i dette funnet. Jeg begrunner synspunktet nærmere i neste avsnitt.

(18) På den annen side var andelen som anså seg som talsmenn for næringsinteresser innenfor eget parti stor nok til å sikre flertall i alle de tre næringskomiteene. Matthewes og Valens undersøkelse oppgir ikke hvordan de aktuelle representantene fordelte seg på fagkomiteer. En kan følgelig ikke utelukke at næringsrepresentasjonen fordelte seg på komiteene på en måte som tilrettela for segmentering i stortingsperioden 1985-89.

(19) Rommetvedt (1995) hører til dem som hevder at det har skjedd en avsegmentering i tiden etter komitereformen.

(20) Jfr Rasch (1997:28)

(21) Ordvalget henspeiler på en annen del av den første maktutredningen, hvor det argumenteres for at variasjon i demografiske forhold (gruppetilhørighet) ikke leder til variasjon i beslutningsatferd i den norske sentralforvaltningen. Forklaringen som gis er: Sosialisering inn i byråkratrollen; kontroll gjennom hiererarkiske strukturer, og; disiplinering ved trange karriereveier (Lægreid & Olsen 1978). Det kan kanskje synes pussig at den første maktutredningen byr på to såvidt forskjellige tenkemåter om betydningen av organisasjon: For byråkratiet tenker man seg en organisasjon som effektivt fjerner alle virkninger av demografi. For Stortinget gjør det ikke noe forsøk på å redegjøre for sammenhenger mellom biografi, organisasjon og adferd.

(22) Tidligere stortingsrepresentant Stordrange (1988:161-2) bidrar med sin inngående juridiske studie av stortingskomiteene heller ikke til å dempe denne mistanken:

«…tillitsforholdet mellom komitefraksjonene og partigruppene [er] det mest fremtredende. Uten slik tillit, som bl.a. er basert på at alle partirepresentanter etterlever det samme program, ville stortingsarbeidet knapt kunne fungere i dagens form Mange standpunkter gir seg selv ut fra partienes programmer, og den politiske nese er ikke så forskjellig hos de ulike representanter fra det samme parti.

(23) Den delen av maktutredningens sluttrapport (NOU 1982:3;s.167-8) som vedrører stortingsrepresentantenes kontakter fokuserer merkelig nok på partimedlemmenes kontakter, ikke på komitemedlemmenes kontakter. Det gis ikke noen forklaring på denne plutselige vridningen bort fra tanken om et Storting dominert av komiteer.

(24) Jfr også NOU 1982:3;s.165 hvor det finnes en tilsvarende formulering. En kan selvsagt undre seg over om dette går helt i hop med det undersøkelsesopplegget som faktisk gjennomføres (jfr forrige note).

(25) Torgersen (1997:442) har en tilsvarende oppfatning (kfr også Eliassen 1982):

«Teorien - eller snarere antydningen av en teori - om at politikken var ordnet i segmenter er ikke først og fremst problematisk på grunn av sin høyst skissemessige utforming (løse antydninger er fullt legitime, men teorien led den misere å bli grunnfagssannhet før den var sjekket). Men et kontaktmønster sier ikke noe særlig om premissflyt, på det vis at det av slike kontaktdata overhodet ikke kan sluttes noe særlig om de som befinner seg inni segmentet kan gjøre hva de vil.

(26) Strategisk hypotesetest innebærer at når én modellimplikasjon vinner støtte i data så svekker dette samtidig den konkurrerende modellimplikasjonen. Standardreferansen er Stinchcombe (1968).

(27) En diskusjon av dette problemet, og et løsningsforslag, finnes i Mooney (1996). Et annet løsningsforslag finnes Hayes (1974:765-78).

(28) Deler av denne kunnskapsprosessen har avleiret i form av bidrag til Shepsle & Weingast (1995). Relevante diskusjoner finnes også i Krebihel (1992), og i Maltzman (1995) med referanser.

(29) Til dette benytter de en avansert «utvalgsreplikator», eller på godt norsk en bootstrap modell.

(30) Samtaler med S Vabo. Resultater fra undersøkelsen er i skrivende stund (12.99) ikke publisert.

(31) Undersøkelsen ble gjennomført av Trond Norby, Hilmar Rommetvedt, Harald Espeli, Hanne Marthe Narud og Bjørn Erik Rasch.

(32) Jfr også Helland & Rasch (1997).

(33) De atten spørsmålene er tenkt å tappe holdningene til følgende dimensjoner (Mathews & Valen 1999:109-10):

1) Sterkt forsvar

2) Likestilling

3) Karakterer i skolen

4) Kristentro og moral

5) Sosial likhet

6) Kjernefysiske våpen

7) Skatter

8) Rente på boliglån

9) Distriktsstøtte

10) Statlig regulering av privat næringsliv

11) Miljøvern

12) Utviklingshjelp

13) Vekst i offentlige utgifter

14) Private sykehus

15) Ekspansjon i offentlig sektor for å oppnå full sysselsetting

16) Styrke byene

17) Barnehagetilbud

18) Innvandring

(34) Jfr FO §19, litra c) mht til Finanskomiteens særlige ansvar for samfunnsøkonomien i offentlige disponeringer.

(35) Spørsmålsformuleringen var som følger: Vi vil gjerne høre hvordan De stiller Dem til fem navngitte organisasjoner - vurdert ut fra disse organisasjonenes hovedstandpunkter. For å få et inntrykk av Deres samlede vurdering av de fem organisasjonene har vi laget en skala som går fra -5 til +5. Marker Deres vurderinger ved å krysse av i tabellen. I det foreliggende arbeidet er barometeret omkalert til området (0,10).

(36) Med konvensjonelle nivåer forstår jeg 5 pst. eller 10 pst..

(37) Signifikanstesting av differanser i gjennomsnitt for det tilfelle at variansen i de to gruppene ikke avviker signifikant er behandlet i Skog (1999:178-82). Dersom standardavvikene i de to gruppene viser signifikante avvik (brudd på forutsetningen om homogen varianse) må testene av differanser i gjennomsnitt korrigeres for dette. Fremgangsmåten er beskrevet i Hinkle et al. (1998:265-8). Signifikanstesting av forskjellene i standardavvik mellom to grupper er beskrevet samme sted. I bestemmelsen av antall frihetsgrader for disse testene har jeg valgt å følge Krebihel (1992:127).

(38) RV og V er ikke inkludert som partier i testene siden hver av disse består av bare én enhet i utvalget.

(39) Skalaplasseringen til partiene er hentet fra Lane & Ersson (1996:266).

(40) Forøvrig kan en legge merke til at ligningene har lav til moderat forklaringskraft i data. (Justert R2 ligger mellom 1 pst. og 15 pst.).

(41) «Optimalt medlemstall» viser her til Buchanans (1965) modell av optimal klubbstørrelse. Jfr Francis (1982) for en anvendelse på parlamentskomiteer.

(42) Damgaard (1995) viser at lederskapet i så å si alle de Vest Europeiske parlamentene har det avgjørende ordet når det gjelder sammensettingen av komiteene. De skranker for selvseleksjon i Stortinget som påvises i Helland & Rasch (1998) er altså ikke et særnorsk fenomen - og burde heller ikke være det siden behovet for slike skranker er allment.

(43) For den som er uenig i mitt skjønn kan det kanskje være en trøst at jeg ikke tror det ville spille noen stor rolle om en inkluderte slike henstillinger eller ikke. Etter å ha lest samtlige budsjettinnstillinger i perioden 1972-79, føler jeg meg overbevist om at en systematisk tekstanalyse ville vise at kontraktive henstillinger er vel så vanlige som ekspansive henstillinger.

(44) I tillegg til de forslag som komiteene fremmer på postnivå i budsjettet, fremmer de også forslag om endringer i romertallsvedtak som vedrører bestillings, -garanti, -og tilsagnsfullmakter. Slike vedtak gir Regjeringen fullmakt til å forplikte staten økonomisk i fremtidige budsjetterminer. Romertallsvedtakene regnes som bevilgningsvedtak. Jeg har likevel valgt å se bort fra komiteforslag om endringer i romertallsvedtak. Dette siden slike forslag utgjør en forsvinnende liten del av komiteenes endringsforslag i perioden.

(45) Tallmaterialet er hentet fra de 12 komiteenes budsjettinnstillinger - inkludert komiteenes inntillinger til regjeringens «tilleggsnumre» - samt Finansinnstilling (SI), Salderingsproposisjon (SII) og Vedtatt budsjett (SIII) i de åtte årene 1972-79. Jfr Bind 6b Budsjettinnstillinger i Stortingsforhandlingene for det enkelte år.

(46) Finanskomiteen har to roller: Finanskomiteen som fagkomite, og Finanskomiteen som finanskomite. I den første rollen behandler den fagbudsjetter som en hvilken som helst annen fagkomite (jfr FO 12, nummer 2), i den andre rollen opptrer den som koordinerende instans i budsjettprosessen som helhet (jfr. særlig FO 19). I det foreliggende arbeidet sikter jeg til Finanskomiteen som fagkomite dersom ikke annet fremgår av fremstillingen.

(47) Budsjettbeløpene er omregnet til faste 1998-kroner med gjennomsnittlig KPI som deflator.

(48) Utvalget som utredet Stortingets budsjettreform av 1997 betraktet f eks salderingen som en reell overprøving av komiteene. Det heter således i Innstilling fra utvalget for vurdering av reformer av Stortingets behandling av stats- og Nasjonalbudsjett, side 31 at:

«Utvalget mener at nåværende budsjettprosess ikke i tilstrekkelig grad bidrar til å strukturere Stortingets arbeid med budsjettetDersom fagkomitebehandlingen år etter år blir overprøvd og endret i en salderingsrunde, er det fare for at fagkomiteene etter hvert vil legge mindre alvor og innsats i sin behandling, noe som en må anta at vil redusere kvaliteten i fagkomiteenes tilrådninger. Utvalget vil under vurderingen av tiltak legge vekt på at fagkomiteene skal få et så klart mandat for sin behandling som mulig.

På side 32 i innstillingen går utvalget (blant annet av denne grunn) inn for å avskaffe salderingsrunden.

(49) Teststatistikken er nærmere redegjort for i Helland (1999:31-3). Kji-kvadrat modell er analog til F-testen i OLS. Pst. treff oppgir antall korrekte prediksjoner av verdien på avhengig variabel over antall prediksjoner. Dette er et grovt mål på hvor gode prediksjoner modellen gir. For den som måtte være interessert svarer de to pseudo-R2 som rapporteres i SPSS til henholdsvis 0.35 (Cox & Snell) og 0.61 (Nagelkerke). I Helland (1999:33) advares det mot å lese for mye inn i disse (og lignende mål), siden det ikke finnes noe egentlig mål på forklart varians i logistisk regresjon.

(50) Sartori bygger (i grove trekk) på resonnementer hentet fra klubbteorien (Buchanan 1965, jfr Francis 1982). Rommetvedt 1997 turnerer et tilsvarende resonnement for Stortinget.

(51) Hernes' argument knytter an til offentlige komiteer i sin alminnelighet. Olsens argument går direkte på Stortingskomiteene. Rommetvedt (1995:256) synes å gi uttrykk for lignende synspunkter i det han hevder at Utarbeidelse av enstemmige komiteinnstillinger der Stortinget bare slutter seg til og strør sand på regjeringens forslag, krever små ressurser. Argumentet er imidlertid noe uklart: Er det bare i de tilfeller komiteen enes om ikke å foreslå endringer i regjeringens forslag at Stortinget slutter seg til? Eller gjelder påstanden også der hvor en enstemmig komite fremmer endringsforslag i forhold til Regjeringens forslag?

(52) Dette gjelder uavhengig av om vi måler den bivariate korrelasjonen med Pearsons-r, Kendalls-thau eller Spearmans-rho.

(53) Med begrepet «eksogen usikkerhet» forstår jeg usikkerhet om hvilke konsekvenser et gitt bevilgningsvedtak vil ha. Det kan dreie seg om usikkerhet hva gjelder de tekniske virkningene av vedtaket (herunder vedtakets fiskale virkninger), og usikkerhet om hvordan berørte grupper vil reagere på vedtaket.

(54) En nærmere redegjørelse for statsbudsjettets postgruppering er gitt i Finansdepartetmentet (1994:86-95). En nærmere redegjørelse for stikkordene i statsbudsjettet er gitt i Finansdepartetmentet (1994:35-9).

(55) Konstantleddet gir i dette tilfellet effekten når et forslag fremmes av en næringsperifer komite.

(56) Omregning til sannsynligheter for overprøving skjer ved at en først fastlegger et sett av verdier på høyresiden av logitligningen i tabell 8. Summering gir en verdi på venstresiden av logitligningen. Benevn denne verdien - logiten - med Z. Sannsynligheten for høy verdi på den avhengige variabelen (at forslaget ble overprøvd, eller at Y=1) finnes ved følgende formel: ...

En nærmere redegjørelse finnes f eks i Helland (1999:7-14).

(57) Når jeg skriver at ekspansjonen sannsynligvis er ineffektiv i samfunnsøkonomisk forstand skyldes dette en kombinasjon av tre forhold:

(xix)Grensenytten antas (vanligvis) å være positivt avtakende i budsjettutgiftene.

(xx) Grensekostnaden antas (vanligvis) å være positivt tiltakende i budsjettutgiftene

(xxi)Budsjettutgiftene (regnet som andel av verdiskapningen) er høye i de perioder og demokratier dette arbeidet tar for seg.

(58) For en lang rekke bevilgninger er det realistisk å anta at det knytter seg tildels betydelig usikkerhet til de utgiftsmessige konsekvensene av å fatte vedtak. Et enkeltstående - og ekstremt - eksempel på betydningen av informasjonsproblemer i budsjettering av trygdeordningene finnes i fremskrivningen av uførepensjonsutviklingen i langtidsprogrammet for 1975. Regjeringen så her for seg en utvikling fra et nivå på 114.000 uførepensjonister i 1975 via omlag 118.000 uførepensjonister i 1985 til omlag 113.000 uførepensjonister i 1990. I 1990 var det faktiske antallet uførepensjonister blitt omlag 240.000. Feilberegningen svarer til omlag 15 mrd. 1990 kroner på budsjettet. Erfaringene med ny-salderingen av trygdebudsjettene indikerer videre at de utgiftsmessige konsekvensene av informasjonsproblemer på trygdens område i perioder har vært markerte også på et års sikt. (jfr NOU 1993:11 for en tallmessig oversikt). For mange av disse bevilgningene er det videre grunn til å tro at usikkerheten kan reduseres dersom det investeres i ekspertise. Blant annet kan en tenke seg at dette gjelder en rekke vedtak innenfor velferdsordningene. Regelverkene som styrer disse er vanligvis komplekse og uoversiktlige. De faktiske utbetalingene avhenger for en stor del av aktørtilpasninger lokalt (f.eks. Bowitz 1992; Dahl 1991). En må legge til at velferdsordninger som disse har fått en dominerende plassi Vest-Europeiske budsjetter. I tillegg viser slike ordninger en sterkere trendmessig utgiftsvekst enn andre typer utgifter.

(59) Begrepet som benyttes i undersøkelsen er strukturell budsjettbalanse målt som andel av trend BNP (OECD-definisjoner). I dette begrepet er virkningene av konjunktursykelen rensket ut. Dette gjør at vi kan studere den rene betydningen av politisk-institusjonelle forhold.

(60) Herunder regjeringenes forventede sittetid, plasseringen til og konfliktnivået mellom regjering og parlamentsflertall på en høyre venstreakse, detaljer i valgsystemet og den detaljerte utformingen av regjeringens og parlamentsflertallets budsjettprosedyrer.

(61) Sikre i betydningene av at de kontrollerte koeffisientene for komitemaktvariabelene har høye T-verdier (i området 3-6).

(62) I undersøkelsen prøves to sentrale mål i litteraturen ut. For det første de faktorladninger som presenteres i Mattson & Strøm (1995). Dernest de indekser som finnes i Powell & Whitten (1993), jfr Strøm (1990) .

Tilbake til innholdsfortegnelse for rapport 14

Tilbake til Makt- og demokratiutredningens startside

Publisert 25. nov. 2010 13:52