Konkurransetilsynets prognose

Konkurransetilsynet har samlet inn opplysninger fra private bedrifter og offentlige institusjoner om planlagte prisendringer i perioden mai – desember i år.

I prognosen er de innsamlete opplysningene i stor grad benyttet uten videre bearbeiding. Opplysningene kan derfor ses på som et samlet uttrykk for prisforventninger på tilbudssiden i økonomien. Prognosen gir ikke uttrykk for Konkurransetilsynets egne vurderinger av prisutviklingen.

En stor del av de næringsdrivende som gir anslag til prognosen er produsenter. Dette gjelder spesielt for industriproduserte konsumvarer. For disse produsentene er det rimelig å tro at det vil gå en viss tid før produsentenes prisendringer slår gjennom i detaljleddet. I prognosen er anslag på slike produkter fordelt utover prognoseperioden, slik at det opprinnelige anslaget først er lagt inn for fullt i slutten av prognoseperioden. I prognosen har Konkurransetilsynet lagt til grunn at den prosentvise avansen i detaljleddet er uendret.

Konkurransetilsynets materiale gir en samlet konsumprisvekst fra mai til desember på 1,1 prosent. For tilsvarende periode ett år tilbake var den faktiske veksten 0,5 prosent. Konkurransetilsynets materiale indikerer at prisstigningen målt over 12 måneder blir 0,9 prosent i juni for så å ligge mellom 1,3 og 1,7 prosent i andre halvår. Av prognosen følger det at det gjennomsnittlige prisnivået for juni-desember i år vil være 1,4 prosent høyere enn prisnivået i tilsvarende periode i fjor.

I Konkurransetilsynets prognose for desember til mai 1995 ble prisveksten anslått til 1,8 prosent, mens den registrerte veksten i samme periode ble 1,0 prosent.

Nærmere om modellberegningen

Utvalget har fått gjennomført beregninger med den makroøkonomiske modellen KVARTS. Dette er en kvartalsmodell for norsk økonomi som er utarbeidet i Statistisk sentralbyrå. Konsumprisutviklingen blir i modellen i stor grad bestemt av utviklingen i importprisene og innenlandske kostnader. Etter hovedrevisjonen av nasjonalregnskapet har modellen blitt tilpasset de reviderte nasjonalregnskapstallene og -begrepene. For å fange opp noe av den nye informasjonen nasjonalregnskapstallene nå gir, har en justert konstantleddet i relasjonene. En har imidlertid ikke gjennomført nye, fullstendige tallfestinger av de økonomiske sammenhengene i modellen fordi de reviderte tallene dekker et for kort tidsrom. Selv om enkelte tallstørrelser er betydelig endret etter hovedrevisjonen, er det liten grunn til å anta at modellens prognoseegenskaper for konsumprisveksten er vesentlig endret.

I modellberegninger med KVARTS blir en del størrelser av betydning for konsumprisene anslått utenfor modellen (eksogene variabler). I den modellversjonen av KVARTS som utvalget nå har benyttet, er de viktigste størrelsene som anslås utenfor modellen i denne sammenhengen importpriser, avgifter, subsidier og priser på elektrisitet og norskproduserte primærnæringsvarer (jordbruks-, skogbruks- og fiskeprodukter). Utviklingen i flere av disse størrelsene vil i virkeligheten avhenge av andre forhold i økonomien, jf. omtalen til slutt i avsnittet om forutsetningene for prisanslagene og omtalen av beregningsresultatene. Utviklingen i importprisene anslås med utgangspunkt i forventet prisutvikling internasjonalt. En har også tatt hensyn til den betydning endringene i valutakursene i 1995 kan ha for importprisene i 1996, og til at importprisene de siste årene har utviklet seg noe svakere enn konsumprisene internasjonalt. For størrelser som fastlegges av det offentlige er det lagt til grunn at vedtak som er gjort i løpet av 1. halvår ikke endres i prognoseperioden. Utviklingen i andre størrelser vil i stor grad være et resultat av forhandlinger, og for noen av disse gjøres det beregningstekniske forutsetninger. Dette gjelder i hovedsak utviklingen i prisene på noen varer fra primærnæringene.

De økonomiske sammenhengene som er innarbeidet i KVARTS er tallfestet på grunnlag av historiske observasjoner slik de fremkom i nasjonalregnskapet (før hovedrevisjonen). I modellen bestemmer importprisene og prisene på norskproduserte varer og tjenester (hjemmepriser), sammen med avgifter og subsidier, prisene på varer og tjenester som går til privat konsum. Hjemmeprisene bestemmes i stor grad av bedriftenes variable enhetskostnader.

Enhetskostnadene bestemmes av produktivitet, lønnskostnadssatser og produktinnsatspriser. Produktivitetsutviklingen og prisutviklingen for produktinnsats bestemmes i modellen ved egne likninger, mens driftsmarginene bestemmes gjennom prisrelasjonene. I flere av prisrelasjonene inngår også graden av kapasitetsutnyttelse.

Videre har modellen egne relasjoner for utviklingen i timelønningene. Hvordan lønnsveksten vil påvirke konsumprisveksten avhenger også av hvordan lønnsveksten fordeler seg på de ulike sektorene. For eksempel har lønnsutviklingen i varehandelen større betydning for konsumprisveksten enn lønnsutviklingen i industri eller i offentlig sektor, spesielt på kort sikt. Videre vil virkningene på prisutviklingen av en gitt årslønnsvekst også avhenge av hvordan års­lønns­veksten fordeler seg gjennom året, fordi det tar tid før lønnsøkninger slår ut i prisene. Det betyr at lønns­veksten i ett år også får betydning for konsumprisutviklingen i de påfølgende årene.

I hjemmeprisrelasjonene inngår også hjemmeprisen fra foregående periode(r) som forklaringsvariabel. Tilbakedaterte verdier av forklaringsfaktorene får gjennom disse leddene betydning for prisdannelsen i prognoseperioden, i tillegg til at tilbakedaterte verdier av forklaringsfaktorene inngår direkte. Dette betyr også at utviklingen i inneværende periode får betydning for senere perioder.

Ser en bort fra virkninger gjennom lønnsutviklingen, påvirker importprisene hjemmeprisene hovedsakelig gjennom produsentenes produktinnsats. For enkelte varer har det også en viss effekt at innenlandske produsenter konkurrerer med importvarer, men for konsumprisutviklingen sett under ett er denne virkningen liten sammenliknet med virkningen gjennom kostnadene på produktinnsats.

Forutsetninger for prisanslagene

Det er betydelig usikkerhet knyttet til forutsetningene for modellberegningene. De viktigste størrelsene som er anslått utenfor modellen er summert opp i tabell I.1.

I januarrapporten gav modellberegningen en prisvekst fra 1995 til 1996 på 1,7 prosent, og et forløp gjennom året der konsumprisene økte med 1,6 prosent fra 1. kvartal 1995 til 1. kvartal 1996. Den tilsvarende registrerte prisveksten viste seg å bli 0,9 prosent. Forskjellen kan i hovedsak knyttes til tre forhold:

Prisutviklingen for klær og skotøy var klart svakere enn forventet og fulgte ikke de normale sesongvariasjonene de første månedene i år. Dersom delindeksen for denne varegruppen hadde vist samme utvikling som i fjor (korrigert for endringer i satsen for merverdiavgift), ville konsumprisveksten i 1. kvartal i år vært om lag 1,2 prosent. Prisene for førstegangsomsetning av klær har ikke vist samme fallende tendens som konsumprisene for klær, noe som indikerer at fortjenestemarginene i bransjen er redusert.

Elektrisitetsprisene utviklet seg svakere enn lagt til grunn. Nedgangen i elektrisitetsprisene rundt årsskiftet bidrar isolert sett til at den observerte veksten i konsumprisindeksen i 1. kvartal ble vel 0,1 prosentpoeng lavere enn antatt.

Det har vært en svakere vekst i utviklingen i prisene på jordbruksvarer enn det Beregningsutvalget la til grunn. Dette bidrar isolert sett til at veksten i konsumprisindeksen i 1. kvartal ble vel 0,1 prosentpoeng lavere enn antatt.

Disse tre forholdene forklarer anslagsvis 1/2 prosentpoeng av forskjellen mellom beregnet og faktisk prisvekst i 1. kvartal i år. For øvrig ser det også ut til at prisveksten på øvrige varer og tjenester har vært noe svakere enn antatt. På den annen side har oljeprisene vært klart høyere enn forutsatt i 1. kvartal i år.

Utvalget har fått gjennomført nye modellberegninger av konsumprisveksten basert på nye vurderinger av forutsetningene for beregningene. Utvalget har nå som tidligere benyttet modellens relasjoner for lønnsutviklingen i de enkelte sektorene (endogen lønnsutvikling) sammen med skjønnsmessige vurderinger. Alternativt kunne en ha valgt å legge beregningstekniske forutsetninger om lønnsveksten (eksogen lønnsutvikling) til grunn i prisprognosen. Når en her har valgt å benytte modellens lønnsrelasjoner, er det for å forenkle beregningene. Denne framgangsmåten innebærer ikke at utvalget tar sikte på å anslå lønnsveksten i prognoseåret.

I modellen nyttes begrepet lønn pr. timeverk som sammenholder utviklingen i faktiske lønnsutbetalinger med utviklingen i antall utførte timeverk, som regnes inklusive overtid og eksklusive fravær. Veksten i lønn pr. timeverk fra et år til det neste avhenger derfor ikke bare av veksten i lønnssatsene og arbeidskraftens sammensetning, men også av endringer i antall arbeidsdager for månedslønte, omfanget av overtid og betalt fravær. For timelønte vil endringer i antall arbeidsdager fra et år til det neste isolert sett ikke påvirke veksten i lønn pr. time. De fleste grupper har imidlertid avtalt kompensasjon dersom bevegelige helligdager faller på ordinære fridager. For disse gruppene kan timelønnen påvirkes av endringer i antall virkedager. Lønnsveksten målt ved årslønn vil ikke i samme grad påvirkes av endringer i antall virkedager. I 1996 er det imidlertid like mange virkedager som i 1995.

Kronekursens utvikling vil også ha betydning for prisutviklingen. I vedlegg 6 omtales kursutviklingen for norske kroner og de enkelte kronekursbegrepene. Det er usikkert hvilket kursleie en vil få for den norske kronen i tiden framover. Som en beregningsteknisk forutsetning er det lagt til grunn at kronekursen hittil i juni i år målt ved den importveide kronekursen, holder seg uendret gjennom resten av 1996. På grunn av kursforløpet gjennom 1995 innebærer dette at kronen svekkes med knapt 1/2 prosent fra 1995 til 1996.

Nivået for importprisene på tradisjonelle varer ser nå ut til å ha vært noe høyere i 1995 enn i 1994. Dette har i første rekke sammenheng med en vekst i prisene på importerte råvarer og lite bearbeidete varer som treforedlingsprodukter, kjemiske råvarer og metaller. Også ikke-konkurrerende importvarer og importerte primærnæringsvarer som skogbruksprodukter og fiskeprodukter økte betydelig i pris. En viss nedgang i prisene på importerte verkstedsprodukter, som veier tungt i det samlede importprisbildet, bidro til å dempe veksten i importprisene på tradisjonelle varer. Prisnedgang på importerte jordbruksprodukter, drikkevarer og tobakk, og tekstil- og bekledningsvarer bidro i samme retning. Det er i modellberegningen forutsatt at importprisveksten fra 1995 til 1996 for tradisjonelle varer blir 1,4 prosent målt i norske kroner.

De noterte prisene på Nordsjøolje for umiddelbar levering var i gjennomsnitt om lag 17 USD eller 107,50 kroner pr. fat i 1995. De siste månedene i 1995 økte oljeprisen og nådde en foreløpig topp i januar i år. Etter en prisnedgang i februar økte oljeprisen igjen i mars og april, og gjennomsnittsprisen i april var knapt 136 kroner pr. fat. Lave lagre av råolje og oljeprodukter i USA kombinert med lavere temperaturer enn i fjor og lavere enn 30-årsnormalen i markedene rundt Atlanterhavsbassenget, bidrar til å forklare den høye oljeprisen hittil i år. I månedene framover vil oljeprisen bl.a. avhenge av etterspørselen etter bensin i USA og Iraks gjeninntreden i oljemarkedet. I modellberegningen med KVARTS som presenteres i denne rapporten har en lagt til grunn en gjennomsnittlig råoljepris i 1996 på 115 kr. En slik gjennomsnittspris for året reflekterer bl.a. markedsforventningene om lavere oljepriser i 2. halvår i år.

Utviklingen i prisene på norskproduserte jordbruksvarer vil bl.a. være avhengig av den avtalte rammen i jordbruksoppgjøret og hvor mye av rammen som forutsettes tatt ut ved endring i prisene. Det har også betydning i hvilken grad markedssituasjonen gjør det mulig å realisere de avtalebestemte prisene. Hjemmeprisene på jordbruksvarene ble redusert fra 1994 til 1995. I modellberegningen må en imidlertid gjøre en forutsetning om utviklingen i en prisindeks som omfatter priser på alle varer fra primærnæringene. Som en beregningsteknisk forutsetning er det lagt til grunn at basisprisnivået for norskproduserte primærnæringsvarer øker med 1 pst. fra 1995 til 1996. Dette kan i første rekke knyttes til en sterk prisvekst på fiskeprodukter. Prisene ut til forbrukerne blir i tillegg påvirket av eventuelle øvrige kostnadsenderinger i varehandelsleddet og avanseendringer i alle ledd.

Som omtalt over er en av forklaringene til nedgangen i 12-månedersratene for konsumprisveksten i årets første måneder en svak utvikling i klesprisene. Etter en viss prisøkning i mai lå klesprisene fortsatt 4 prosent lavere enn i tilsvarende måned i fjor. Samtidig har prisene for førstegangsomsetning av klær vokst mer stabilt. Dette kan indikere at klesprisene vil ta seg noe opp. Utvalget har lagt til grunn en viss økning i klesprisene framover.

I januar 1995 økte delindeksen for elektrisitet i konsumprisindeksen med 7 pst. fra måneden før, men denne økningen ble noe reversert i april og i november. I januar i år gikk elektrisitetsprisene som nevnt ytterligere ned. En svært nedbørsfattig høst og vinter i deler av landet har bidratt til at fyllingsgraden i de fleste vannmagasinene nå er svært lav. Dette har i vår ført til økte priser i spotmarkedene for kraft. En har også observert at enkelte energiverk har satt opp tariffene for husholdningene. Deleindeksen for elektrisitet har derfor økt både i april og i mai. Det er ventet at elektrisitetsprisene som husholdningene betaler vil øke utover i året. Det er imidlertid stor usikkerhet om hvor store slike prisøkninger kan bli og på hvilke tidspunkt de vil komme. I modellberegningen har utvalget lagt til grunn at husholdningenes strømpriser vil øke med 3,3 pst fra 1995 til 1996. Dette innebærer at prisnivået på elektrisitet vil ligge om lag 8 prosent høyere i 2. halvår 1996 enn i 1. halvår.

Grunnlaget for måling av prisutviklingen på boligkonsum i konsumprisindeksen er en kvartalsvis husleieundersøkelse og utgifter knyttet til vedlikehold av boliger. Boligkonsumet veier tungt i konsumprisindeksen, fordi det i tillegg til betalte husleier også omfatter husholdningenes renteutgifter på boliglån, forsikringer samt enkelte kommunale avgifter. Husleie er den viktigste representantvaren for boligkonsum, og husleieindeksen økte vesentlig sterkere enn totalindeksen i årene fra 1988 til 1993. Fra 1993 til 1995 har husleieindeksen økt mindre enn totalindeksen. Rentesatser inngår ikke direkte i konsumprisindeksen, og virkninger av renteendringer på konsumprisindeksen vil komme indirekte gjennom kostnadene for utleiere og borettslag, samt gjennom effekten på det generelle kostnadsnivået i næringslivet. Disse effektene av renteendringer er imidlertid usikre, og det kan ta tid før de får betydning. Det samme gjelder utviklingen i andre kostnader som påvirker husleiene, bl.a. kommunale takster og avgifter, lønnskostnader m.v. I beregningene med KVARTS har en benyttet modellens relasjon for husleie (inkl. fritidsboliger). Dette har gitt en anslått vekst i husleiene fra 1995 til 1996 på 2,0 prosent. Fra 1994 til 1995 økte husleieindeksen (inkl. fritidsboliger) med 1,4 pst., og vekstraten målt over 12 måneder var 2,0 prosent i mai i år.

Prisene på varer som går til konsum i modellen inkluderer avgifter og subsidier, og vil dermed bli påvirket av det avgifts- og subsidieopplegget som Stortinget har vedtatt. I hovedsak ble satsene for særavgiftene justert opp med om lag 2 prosent fra årsskiftet. Imidlertid ble beregningsgrunnlaget for engangsavgiften på biler lagt om fra 1. januar i år, samtidig som den gjennomsnittlige engangsavgiften på personbiler ble redusert med om lag 14 1/2 prosent. Dersom avgiftsreduksjonen slår fullt ut i bilprisene, kan bilprisene i gjennomsnitt bli redusert med om lag 7 prosent. En har da forutsatt at verken importprisene eller avansen regnet i kroner endres som følge av avgiftsreduksjonen. I modellberegningen har en lagt til grunn at avgiftsreduksjonen reduserer bilprisene med om lag 5 prosent. Dette ser også ut til å være i overensstemmelse med utviklingen i den observerte delindeksen for kjøp av egne transportmidler.

Utvalget legger til grunn at Regjeringens forslag om å oppheve ordningen med kompensasjon av merverdiavgiften for melk, ost og kjøtt fra 1. juli i år vedtas av Stortinget. Utvalget legger til grunn at dette isolert sett vil bidra til å øke prisveksten med 0,1 prosentpoeng fra 1995 til 1996.

Det er som vanlig usikkerhet knyttet til takster og avgifter som fastsettes i kommunesektoren. Utviklingen i disse påvirkes av den generelle kostnadsutviklingen, men kommunenes relativt frie adgang til å fastsette gebyrer gjør at andre økonomiske forhold i den enkelte kommune vil spille inn. For offentlige varer og tjenester har en ved å benytte modellens prisrelasjoner forutsatt at prisveksten på disse følger kostnadsutviklingen i produksjonen av tjenestene.

Som nevnt vil det ofte være en forenkling å forutsette at enkelte størrelser i modellen kan fastlegges uavhengig av resten av økonomien. Dette gjelder i særlig grad dersom en skal vurdere virkningene av å endre en av forutsetningene. Det er først og fremst på noe lengre sikt at slike effekter virker inn. I vurderingen av prisutsiktene for 1996 betyr forenklingen som ligger i modellen i form av eksogene anslag noe mindre.

Resultater:

Beregningene som har blitt gjennomført med KVARTS gir en økning i konsumprisene på 1,3 prosent fra 1995 til 1996. Dette er en klart lavere prisvekst enn året før og lavere enn den anslåtte utviklingen hos våre handelspartnere. Utviklingen er vist i figur 6.1 i kapittel 6.3.

Nedgangen i prisveksten fra 1995 til 1996 henger i stor grad sammen med at prisveksten i fjor ble påvirket av økningen i avgiftene fra 1. januar 1995 og reduksjonen i bilavgiftene ved årsskiftet i år. Videre bidro som nevnt over enkelte forhold knyttet til prisene på klær, elektrisitet og jordbruksvarer til en lav prisvekst i 1. kvartal i år.

Modellberegningen med KVARTS viser en tiltakende vekst i prisene (målt over fire kvartaler) gjennom siste halvår i år.

I modellberegningen har en som nevnt i hovedsak nyttet modellens relasjoner for lønnsdannelse. Den gjennomsnittlige årslønnsveksten i modellberegningen er om lag 4 prosent fra 1995 til 1996. I sektoren for varehandel, hvor prisvirkningene av lønnsveksten er størst, gav modellen en lønnsvekst fra 1995 til 1996 som er noe større enn den gjennomsnittlige lønnsveksten.

Som nevnt ovenfor tar utvalget ikke stilling til lønnsutviklingen eller lager prognoser for denne. Utvalget har derfor vurdert virkningen på prisveksten av en endring i årslønnsveksten fra 1995 til 1996 på 1 prosentpoeng.

Som tabell 1.2. viser gir beregningen med 1 prosentpoeng endret lønnsvekst relativt små utslag på den gjennomsnittlige konsumprisveksten fra 1995 til 1996, og modellen viser dermed at det tar noe tid før økte kostnader veltes over i prisene.

I vurderingen av prisvirkningene av endret lønns­vekst har en i modellberegningene ikke endret de eksogene forutsetningene. Det er således i begrenset grad tatt hensyn til enkelte forhold av betydning, f.eks. at importører lettere vil kunne øke sine priser, eller at hjemmeprisen på primærnæringsvarer og elektrisitet vil kunne øke, dersom den generelle lønns- og prisveksten i norsk økonomi øker. Hvis det i større grad hadde vært tatt hensyn til slike effekter i modellberegningene ville virkningen på prisveksten av endret lønns­vekst vært større. Prisvirkningen av endringen i lønnsveksten som er angitt ovenfor kan således ikke direkte tas som uttrykk for betydningen av forskjellen i lønnsutvikling som her er forutsatt, men må vurderes som en illustrasjon av enkelte effekter av dette slik de framkommer i modellen. Modellens lønnsrelasjoner indikerer også at en økt lønnsvekst ett år innebærer lavere lønnsvekst senere år sammenliknet med referansebanen. På lang sikt vil derfor ikke reallønnsnivået endres vesentlig.