2 Fordelingsvirkninger av elektrisitetsavgifter 1

av Jørgen Aasness, Statistisk sentralbyrå

Sammendrag

Proporsjonal elektrisitetsavgift, eller moms på elektrisitet, har gjennomgående en ugunstig fordelingseffekt. Dette resultatet følger av å anvende en bestemt metode på Statistisk sentralbyrås forbruksundersøkelser 1986-1994. Resultatet skyldes at «fattige» husholdninger i gjennomsnitt bruker en større andel av sin totale forbruksutgift til elektrisitet enn «rike» husholdninger. Resultatet er robust over tid, gitt de data og metoder som benyttes. I hver tidsperiode er det imidlertid unntak fra regelen: noen fattige husholdninger har en liten budsjettandel til elektrisitet, slik at en proporsjonal elektrisitetsavgift er relativt gunstig for dem, og noen rike husholdninger har stor budsjettandel til elektrisitet slik at avgiften er relativt ugunstig for dem.

Progressive elektrisitetsavgifter, dvs at gjennomsnittsavgiften per kwh øker med elektrisitetsforbruket til konsumenten, har potensiale til å gi bedre fordelingseffekter. Dette skyldes at det vanligvis vil være rasjonelt for fattige husholdninger å tilpasse seg slik at de har et mindre elektrisitetsforbruk enn rike husholdninger, og hvis minstegrensen er høy nok, kan de helt slippe å betale den progressive elektrisitetsavgiften. Progressive elektrisitetsavgifter og tariffer kan utformes på mange ulike måter, som kan gi meget forskjellige fordelingseffekter og andre tilsiktede og utilsiktede effekter. Vi har gjennomført to beregningseksperimenter: i alternativ 1 er grensene for økt avgift fastsatt etter forbruket per husholdning, og i alternativ 2 er grensene fastsatt etter forbruket per person i husholdningen. Det sistnevnte avgiftssystemet gir ifølge beregningene klart gunstigere fordelingseffekt enn det førstnevnte, og begge de progressive avgiftstypene gir gunstigere fordelingseffekter enn proporsjonal elektrisitetsavgift.

Beregningene av fordelingseffektene forutsetter uendret elektrisitetsforbruk. Denne forutsetningen er urealistisk, men hovedkonklusjonene om fordelingeffektene vil rimeligvis holde, og antakelig også forsterkes, om en tar hensyn til atferdsendringene. Dette kan en imidlertid ikke få noe fullgodt svar på før en har gjennomført et reelt eksperiment med progressive elektrisitetsavgifter. Spesielt vil det være viktig å observere atferdsendringene til de fattige husholdninger som ved dagens prissystem bruker relativt mye elektrisitet. Det bør dessuten framheves at utredningen ikke tar opp praktiske muligheter og kostnader til bl.a. administrasjon av en slik reform, og heller ikke om fordelingsgevinstene kan oppnås mer effektivt på en annen måte.

2.1 Teoretisk bakgrunn

Elektrisitetsavgifter, og elektrisitetstariffer, er vanligvis bestemt med utgangspunkt i energipolitiske, miljøpolitiske eller næringmessige hensyn. Avgiftene har imidlertid også fordelingsmessige effekter som bør kartlegges hvis en ønsker en omfattende samfunnsøkonomisk konsekvensanalyse av endringer i avgiftene. Fordelingseffektene kan avhenge mye av hvordan avgiftssystemet er utformet, spesielt om det er et proporsjonalt eller progressivt avgiftssystem.

Fordelingseffektene av en økt elektrisitetsavgift på husholdningene avhenger også av hva myndighetene benytter avgiftsprovenyet til. Eventuelle uheldige fordelingseffekter av en elektrisitetsavgift kan i prisippet kompenseres for på andre måter, for eksempel kan en kompensere barnefamilier ved økt barnetrygd. Effektene av slike skattepakker vil ikke bli analysert her. Vi vil bare se på den partielle fordelingsvirkningen av økte elektrisitetsavgifter/tariffer for husholdningene. Man kan tolke dette som at vi antar at avgiftsprovenyet benyttes til tiltak som er fordelingmessig nøytrale.

Vi vil benytte en enkel metode for fordelingsanalyse som er utviklet av Aasness (1977, 1978), og videreutviklet i blant annet Røed Larsen, Wold og Aasness (1997). Vi henviser til disse publikasjonene for detaljert begrunnelse og drøfting av metoden. Metoden har blant annet den fordel at den er enkel å bruke for detaljerte godegrupper og også for nye typer avgifter som er relevant her. Vi har utnyttet omfattende databanker over Statistisk sentralbyrås forbruksundersøkelser som er under utvikling ved Seksjon for mikroøkonometri, i samarbeid med Seksjon for ressurs og miljøøkonomi, se Aasness (1998). Vi vil nedenfor kort redegjøre for metoden. Tekniske detaljer er omtalt i fotnotene til tabell 2.1.

En bakenforliggende ide er at en husholdning har fordel av at den indirekte beskatning kommer på godegrupper den selv forbruker lite av i forhold til andre husholdninger, dvs at husholdningen har små budsjettandeler i forhold til gjennomsnittshusholdningen for disse godene. Over 150 års omfattende forskningserfaring viser at budsjettandeler for ulike varer varierer systematisk med hvor «rike» og «fattige» husholdningene er. En kan definere «fattig og rik» på mange måter og i mange dimensjoner, og man kan beregne komplekse forbruksrelasjoner. I våre beregninger har vi bestrebet oss på å gjøre det enkelt. Vi får oppsummert mye relevant informasjon i datamaterialet i form av gjennomsnittlig budsjettandel og tre elastisiteter, som vi har tabulert for ulike godegrupper og avgiftstyper i tabell 1.

Analysen bygger på data fra Statistisk sentralbyrås forbruksundersøkelser fra 1986-1994. For hvert år beregnes hvordan forbruksutgiftene til de ulike godegruppene avhenger av total forbruksutgift, antall barn og antall voksne i husholdningen. Disse forbruksrelasjonene gjelder for husholdninger med gjennomsnittlige preferanser og forbrukeratferd. Innen rammen av vår teori kan vi vise at Engel-, barne- og voksenelastisitetene fra disse forbruksrelasjonene har gode egenskaper som indikatorer for fordelingseffekter av indirekte beskatning. Analysemetoden gir mulighet til å undersøke hvordan disse fordelingseffektene har endret seg over tid.

Hvis vi ønsker å tilgodese husholdninger med lav total forbruksutgift i motsetning til dem med høy total forbruksutgift, gitt antall barn og voksne, vil økt avgift på et gode gi bedre fordelingseffekt jo høyere Engelelastisiteten for godet er. Hvis Engelelastisiteten er større enn 1, er fordelingeffekten positiv, i den forstand at jo rikere husholdningen er jo større andel av dens totale forbruksutgift brukes på avgiften. Dersom Engelelastisiteten er mindre enn 1, er fordelingeffekten negativ, dvs jo fattigere husholdningen er jo relativt mer må den bruke på å betale avgiften. Omvendt: en reduksjon i avgiften, eller innføring av en subsidie, vil ha bedre fordelingseffekt jo lavere Engelelastisiteten er.

Hvis vi ønsker å tilgodese husholdninger med (mange) barn i motsetning til husholdninger uten barn, gitt total forbruksutgift og antall voksne, vil fordelingeffektene av å øke avgiften på godet være bedre jo lavere barneelastisiteten er. Hvis barneelastisiteten er negativ, er fordelingeffekten positiv. Hvis barneelastisiteten er positiv, er fordelingeffekten negativ. Omvendt; en reduksjon i avgiften vil ha en bedre fordelingseffekt jo høyere barneelastisiteten er.

Hvis vi ønsker å tilgodese husholdninger med mange voksne i motsetning til husholdninger med få voksne (én voksen), gitt total forbruksutgift og antall barn, vil fordelingeffektene av å øke avgiften på godet være bedre jo lavere voksenelastisiteten er. Hvis voksenelastisiteten er negativ, er fordelingeffekten positiv. Hvis voksenelastisiteten er positiv, er fordelingeffekten negativ. Omvendt; en reduksjon i avgiften vil ha en bedre fordelingseffekt jo større voksenelastisiteten er.

Et sentralt metodisk utgangspunkt er å sammenligne observerte forbruksutgifter hos «fattige og rike», basert på et representativt utvalg av norske husholdninger som står overfor de samme priser i samme tidsperiode - dvs en tverrsnittsanalyse. Data for ett enkelt år gir imidlertid ikke solid informasjon om elastisitetene for alle de godegruppene vi er interesserte i. Dessuten er tverrsnittselastisiteter for et enkeltstående år ikke så interessante hvis de sanne elastisitetene varierer mye over tid. I denne utredningen benyttes tverrsnittsdata fra forbruksundersøkelsene for hvert år i perioden 1986-1994, og vi beregner gjennomsnitt og standardavvik basert på denne tidserien av tverrsnittselastisiteter. Vi kan også analysere tidsserien av disse tverrsnittselastisitetene, for blant annet å undersøke om det finnes signifikante trender i elastisitetene over tid. Vi har ikke gjennomført noen systematisk analyse av dette, men hovedkonklusjonene synes robuste over denne tidsperioden.

2.2 Empiriske resultater

Tabell 1 gir budsjettandeler, Engelelastisiteter, barneelastisiteter og voksenelastisiteter for alt forbruk inndelt i fem grupper: Elektrisitet (K321), Matvarer (K0), Selskapsreiser utenlands (V825) og Fritidshus, renter av lån (V441) og Andre goder. Vi fokuserer på elektrisitet. De andre godegruppene er tatt med for bedre å illustrere meningsinnholdet i elastisitetene, og for å poengtere at fordelingsvirkningene av en elektrisitetsavgift bør sees i sammenheng med fordelingseffekter av andre avgifter. Matvarer er valgt fordi det er en velkjent «nødvendighetsvare», en hypotese som er bekreftet gjennom 150 års omfattende økonometrisk forskning. Selskapsreiser og Fritidshus er valgt fordi disse er klare eksempler på «luksusgoder» i mange betydninger av ordet. «Andre goder» er valgt for å få et komplett utgiftssystem. Utgiftene til de fem godegruppene summerer seg opp til total forbruksutgift, og av det følger at budsjettandelene summerer seg opp til 1000 promille, Engelelastisitetene summerer seg opp til 1 og både barne- og voksenelastisitetene summerer seg opp til null (idet vi bruker budsjettandelene som vekter når vi summerer elastisitetene).

Nederst i tabell 1 har vi inkludert tre godegrupper/avgiftsgrupper for elektrisitet som er spesialkonstruert for denne utredningen. Disse vil vi kommentere etter å ha gjennomgått resultatene for de fem gruppene i det komplette utgiftssystemet.

Elastisitetene kan både tolkes som fordelingsindikatorer og som parametre som beskriver atferden til en gjennomsnittshusholdning, innen rammen av tradisjonell økonomisk teori for konsumentenes atferd. Jeg vil benytte begge tolkinger, og litt om hverandre, for å prøve å få aktivert leserens intuisjon. Tolkingen som fordelingsindikator vil imidlertid være gyldig under videre betingelser enn tolkingen som atferdsparameter, noe det vil føre for langt å forklare i detalj her.

Engelelastisiteten kan tolkes som den prosentvise endringen i forbruket av et gode når total forbruksutgift øker med 1 prosent, og alle andre faktorer er konstant. Vi kan dermed tolke resultatene for Engelelastisitetene i tabell 1 slik: når total forbruksutgift øker med 1%, vil den norske gjennomsnittshusholdningen øke forbruket av Elektrisitet med 0,4%, Matvarer med 0,3 %, Selskapsreiser utenlands med 1,6%, Fritidshus (renter av lån) med 4,5% og alle Andre goder med 1,1%. I gjennomsnitt er alle disse endringene nøyaktig 1%, når en veier med budsjettandelene, siden vi har inkludert alle goder som inngår i total forbruksutgift i vårt utgiftssystem med fem hovedgrupper. Av dette følger at jo høyere total forbruksutgift en husholdning har, gitt antall barn, voksne og preferanser ellers, jo mindre blir budsjettandelene til Elektrisitet og Matvarer, og jo større blir budsjettandelene til Selskapsreiser utenlands, Fritidshus og Andre goder.

Hvis en først og fremst ønsker å tilgodese husholdninger med lav total forbruksutgift i motsetning til de med høy total forbruksutgift, gitt husholdningsstørrelse, har dermed en proporsjonal elektrisitetsavgift, eller moms på elektrisitet, en ugunstig fordelingseffekt. Resultatene tyder på at fordelingseffektiviteten er nesten like ugunstig som for moms på matvarer. Avgifter på luksusgoder som Selskapsreiser utenlands og Fritidshus har derimot meget gunstige fordelingsvirkninger.

Barneelastisiteten gir uttrykk for en prosentvis endring i forbruket når en husholdning får et barn til, gitt total forbruksutgift og antall voksne. Husholdningen får dermed mindre å rutte med per person, og blir således «fattigere». Vi ser at forbruket av nødvendighetsgodene Elektrisitet og Matvarer øker når antall barn øker, og derfor må husholdningen skjære ned på utgifter til luksusgoder som Selskapsreiser og Fritidshus, for å holde budsjettbeskrankningen som her er forutsatt.

Hvis en først og fremst ønsker å tilgodese husholdninger med (mange) barn i motsetning til husholdninger uten barn, gitt total forbruksutgift og antall voksne, vil fordelingseffekten av en proporsjonal elektrisitetsavgift være negativ. Fordelingseffektiviteten er imidlertid ikke så ugunstig som for moms på matvarer. Avgifter på luksusgoder som Selskapsreiser utenlands og Fritidshus har derimot meget gunstige fordelingsvirkninger også i denne «barnedimensjonen«.

Hvis en ønsker å tilgodese husholdninger med mange voksne, gitt total forbruksutgift og antall barn, vil fordelingseffektiviteten være bedre jo lavere voksenelastisiteten er. Vi ser at også i denne «voksendimensjonen» gir proporsjonal elektrisitetsavgift en ugunstig fordelingseffekt, men fordelingseffektiviteten er enda mer ugunstig for moms på matvarer. Igjen ser vi at avgifter på luksusgodene Selskapsreiser og Fritidshus har meget gunstige fordelingseffekter.

Progressiv elektrisitetsavgift, alternativ 1 og 2, er hypotetiske avgifter vi har beregnet for alle husholdningene i utvalget til forbruksundersøkelsen i de ulike årene, basert på formlene redegjort for i henholdsvis fotnote i og j til tabell 1. Vi har i beregningseksperimentet antatt at forbruk av alle goder er uendret, og at husholdningene ble kompensert med en tilsvarende økning i total forbruksutgift. I begge alternativene er det fire grenser hvor elektrisitetsavgiften per kwh øker med 3 øre. I alternativ 1 er grensene henholdsvis 10000, 15000, 20000 og 25000 kwh per år for hver husholdning. I alternativ 2 er grensene henholdsvis 4000, 6000, 8000 og 10000 kwh per år per person i hver husholdning.

Vi ser at estimatene av Engelelastisitetene for begge de to alternative progressive elektrisitetsavgifter er større enn 1. Det betyr at jo høyere total forbruksutgift en husholdning har, alt annet likt, jo mer vil de betale i progressiv elektrisitetsavgift, både i absolutte kroner og i prosent av sin totale forbruksutgift. De progressive elektrisitetsavgiftene har i denne forstand gunstige fordelingseffekter, og langt bedre fordelingseffekt enn proporsjonal elektrisitetsavgift.

I «barnedimensjonen» og «voksendimensjonen» har imidlertid de to alternative progressive avgiftssystemene stikk motsatt fordelingseffekt. Alternativ 1 forsterker de ugunstige fordelingseffektene av en proporsjonal elektrisitetsavgift, mens alternativ 2 omgjør en ugunstig fordelingseffekt til en meget gunstig fordelingseffekt, på linje med avgift på de sterke luksusgodene Selskapsreiser utenlands og Fritidshus (renter på lån). Dette resultatet kan forklares intuitivt på for eksempel følgende måte. Alternativ 1 er «urettferdig» for store kontra små husholdninger. Sammenlign for eksempel en enslig med en husholdning på 10 personer, som begge har like stor total forbruksutgift og like stort elektrisitetsforbruk per husholdning. De vil da ifølge alternativ 1 betale like mye i progressiv elektrisitetsavgift, til tross for at den enslige har 10 ganger så høy total forbruksutgift og 10 ganger så høyt elektrisitetsforbruk når vi regner per person i husholdningen. Ved alternativ 2 derimot vil 10-persons husholdningen få 10 ganger så store grenser regnet per husholdning. Hvis 10-person husholdningen er fattig, vil den antakelig tilpasse seg slik at den kommer under minstegrensen på 40000 kwh i året, og dermed ikke betale progressiv elektrisitetsavgift i det hele tatt. En slik tilpasning vil imidlertid kunne bli vanskeligere å gjennomføre for en fattig enslig under dette avgiftsregimet, på grunn av stordriftfordeler i husholdningsproduksjonen.

Vi har i denne analysen ikke tatt opp praktiske muligheter for gjennomføring og administrative kostnader knyttet til slike progressive elektrisitetsavgifter. Men vi vil likevel tilslutt nevne noen tilknyttede momenter: (i) Hvis grensene følger forbruket per husholdning, vil det være incentiver for store husholdninger å dele seg formelt opp i mindre enheter, med hver sin elektrisitetsmåler (abonnement). Slike uheldige effekter får en ikke når grensene er per person. (ii) Hvis en vedtar at grensene skal være per person kan dette gjennomføres enkelt ved at husholdningen selv innmelder antall personer i husholdningen til elektrisitetsverket, og eventuelt en liste med navn over personene med personnummer for kontrollformål. Det bør være forbudt å melde samme person i flere husholdninger. Dette kan kontrolleres sentralt ved stikkprøver eller totalkontroller mot personregister e.a. (iii) Dersom en husholdning har flere elektrisitetsmålere, for eksempel to i hovedboligen og en måler i hver av fritidsboligene, bør ikke grensene gjelde hvert abonnement, men enten bare hovedabonnementet eller alle abonnementene samlet. Hvis ikke dette gjennomføres vil fordelingsvirkningene av reformen bli mindre gunstige.

Til slutt i tabell 1 har vi med resultater for fordelingseffekter av en proporsjonal elektrisitetsavgift i Nord-Norge, siden husholdningene der er fritatt elektrisitetsavgift i nåværende avgiftssystem. Vi ser at fordelingseffektene av å pålegge også dem en proporsjonal elektrisitetsavgift er spesielt lite gunstige. Elastisitetene her bør forøvrig kun tolkes som fordelingsindikatorer og ikke som atferdsparametre for nord-norske husholdninger. De bakenforliggende regresjonsberegningene er nemlig gjennomført for alle husholdningene i utvalget, ikke bare de nord-norske. Den lave Engelelastisiteten og de høye personelastisitetene skyldes nok i stor grad at nord-norske husholdinger gjennomgående har relativt lave totale forbruksutgifter og relativt mange husholdningsmedlemmer i forhold til resten av landet, samtidig som de har et relativt stort behov for elektrisitet. Et progressivt avgiftssystem vil rimeligvis gi bedre fordelingseffekt også for de nord-norske husholdningene. Det er jo også mulig å la grensene i det progressive systemet være høyere i Nord-Norge, men slik at marginalprisene for de aller fleste husholdningene blir høyere, og slik at alle husholdninger med høyt forbruk får samme marginalpris over hele landet.

2.3 Avsluttende merknader

Metoden som er benyttet i denne analysen av fordelingsvirkninger av elektrisitetsavgifter og tariffer ble valgt fordi: (i) det gjorde det mulig å gjennomføre en relevant empirisk analyse på kort tid og med liten ressursinnsats; (ii) analysen kan eventuelt betraktes som et første steg i en mer omfattende analyse av problemet; og (iii) hovedkonklusjonene som er trukket vil være robuste overfor forbedringer av analysemetoden, etter forfatterens faglige vurdering på nåværende tidspunkt.

Det er mulig å gjennomføre en mengde utvidelser og forbedringer av analysen, for å få mer omfattende og mer sikre resultater, og for å teste hypotesen om robuste hovedkonklusjoner (jfr (iii)). Det finnes en omfattende internasjonal litteratur som har relevans for metodevalg i slike skatteanalyser, se Myles (1995) for en introduksjon til litteraturen. Vi skal ikke forsøke å liste opp alle mulighetene her, men påpeke tre svake punkter i analysemetoden vi har benyttet og antyde mulige løsninger på disse tre utfordringene.

Som påpekt er fordelingsanalysen basert på estimater av forbruksrelasjoner med gjennomsnittlige preferanser, gitt antall barn og voksne. Fordelingseffektene blir rimeligvis mindre «treffsikre» jo større preferansevariasjon det er «rundt» de gjennomsnittlige forbruksrelasjonene, pga. forskjeller i smak og behag eller pga temperaturforskjeller o.l. Dette gjelder imidlertid også for andre varer og tjenester. Beregningene i Aasness, Biørn og Skjerpen (1995, tabell 1 samt 1993, s. 1414) antyder at preferansevariasjonen er relativt mindre for elektrisitet enn for de fleste andre godegrupper, noe som kan undersøkes nærmere. Ved sammenligning med fordelingseffekter av inntektsskatt bør en også huske på at det er forskjeller i preferanser mellom arbeid og fritid og mellom å arbeide mot skattbar inntekt versus ikke-skattbar inntekt. Tilsvarende er det store forskjeller i preferanser og atferd mellom plassering av formue i ulike typer som beskattes ulikt.

Fordelingsanalysen i dette notat tar ikke eksplisitt hensyn til atferdsendringer og nytteendringer som følger av prisendringene. Et eksempel på en slik fordelingsanalyse er Aasness, Bye og Mysen (1996), basert på konsummodellen i Aasness og Holtsmark (1993) som bygger på eksplisitte nyttefunskjoner. En lignende analyse kan eventuelt gjennomføres for endrete elektrisitetsavgifter. Elastisitetene for de fem hovedgruppene i tabell 1 er imidlertid beregnet for hvert år i perioden 1986-1994 der resultatene er robuste til tross for ulike relative priser. Hvis en innførte progressive avgifter i stort omfang ville en muligens få kraftigere atferdsendringer som også ville resultere i endrete elastisiteter. Spesielt er det interessant å analysere hvordan fattige og rike husholdninger vil reagere på ulike typer prisendringer. Dette kan gjøres innenfor simuleringsmodeller, som f.eks. Aasness og Holtsmark (1993), eller ved reelle eksperimenter.

I dette notatet har vi gjennomført fordelingsanalysen langs tre «dimensjoner», etter (partiell) variasjon i total forbruksutgift, antall barn og antall voksne. Gjennom en mikrosimuleringsmodell med en hel minipopulasjon av norske husholdninger, slik som i Aasness (1995), kan man gjennomføre analysen i en mengde dimensjoner og også aggregere opp velferden til alle husholdninger, eller en gruppe av husholdninger, ved hjelp av en eksplisitt velferdsfunksjon. Videre kan en sammenlikne fordelingeffekter av ulike pakker av indirekte og direkte beskatning, se Aasness (1993), Aasness, Gravningsmyhr og Aslaksen (1996) og NOU(1996:13). Før en eventuelt gjennomfører en slik fordelingsanalyse av elektrisitetsavgifter ville det imidlertid være en fordel at konsumrelasjonene i modellen blir forbedret.

Referanser

Myles, G. D. (1995): Public economics, Cambridge (U.K.): Cambridge University Press.

NOU (1996:13): Offentlige overføringer til barnefamilier, Barne- og familiedepartementet, Oslo: Akademika.

Røed Larsen, E., I. S. Wold og J. Aasness (1997): «Fordelingsvirkninger av indirekte beskatning - tolking av etterspørselselastisiteter for detaljerte godegrupper estimert fra forbruksundersøkelsene 1989-1991» i Norges forskningsråd (red.): Skatteforum 1997: Nasjonalt forskermøte i skatteøkonomi, Oslo: Norges forskningsråd, s 25-74.

Statistisk sentralbyrå (1996): Forbruksundersøkelsen 1992-94, NOS C 317.

Wold, I. S. (1997): Godegrupperingen i forbruksundersøkelsene, mimeo, Seksjon for mikroøkonometri, Statistisk sentralbyrå.

Aasness, J. (1977): Om etterspørselen etter og subsidiering av matvarer - estimering av Engelfunksjoner og progressiv indirekte beskatning, Memorandum fra Sosialøkonomisk institutt, Universitetet i Oslo.

Aasness, J. (1978): Subsidiering av matvarer og inntektsutjamning, Sosialøkonomen 4/78, 7-13.

Aasness, J. (1993): Fordelingsvirkninger av barnetrygd og matmoms - en analyse basert på LOTTE-KONSUM, Økonomiske Analyser 9/93, 80-88.

Aasness, J. (1995): A microsimulation model of consumer behavior for tax analyses, Paper presentert på Nordic seminar on microsimulation models, Oslo, mai 1995 og Norsk forskermøte, Oslo, januar 1996, mimeo, Seksjon for mikroøkonometri, Statistisk sentralbyrå.

Aasness, J. (1998): Databanker for analyse av forbrukeratferd ved Seksjon for mikroøkonometri: status, bruk og framtidsperspektiver, mimeo (oppdateres etter behov), Statistisk sentralbyrå.

Aasness, J., I. Aslaksen, og H. A. Gravningsmyhr (1996): Distributional efficiency of different types of direct taxation - an analysis of «child relevant» schemes, Economic Survey 3/96, 26-31.

Aasness, J., E. Biørn, og T. Skjerpen (1993): Engel functions, panel data, and latent variables, Econometrica 61, 1395-1422.

Aasness, J., E. Biørn, og T. Skjerpen (1995): Distribution of preferences and measurement errors in a disaggregated expenditure system, Discussion Paper 149, Statistics Norway.

Aasness, J., T. Bye, og H.T. Mysen (1996): Welfare effects of emission taxes in Norway, Energy Economics 18, 335-346.

Aasness, J. og B. Holtsmark (1993): Consumer demand in a general equilibrium model for environmental analysis, Discussion Paper 105, Statistics Norway.