Konkurransetilsynets prognose

Konkurransetilsynet har samlet inn opplysninger fra private bedrifter og offentlige institusjoner om planlagte prisendringer i perioden desember 1996 – mai 1997.

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.

Opplysningene fra de næringsdrivende ble innhentet i november. Anslagene gjenspeiler derfor i hovedsak de forventninger næringslivet hadde om pris-, kostnads- og etterspørselsutviklingen på det tidspunktet. En må derfor regne med at Stortingets endelige avgiftsvedtak ikke er blitt reflektert fullt ut i dette materialet.

Konkurransetilsynets materiale gir en samlet konsumprisvekst fra desember til mai på 1,3 prosent. For tilsvarende periode ett år tilbake var den faktiske veksten 0,5 prosent. Konkurransetilsynets materiale indikerte en prisstigning målt over 12 måneder på 1,8 prosent i desember 1996 som samsvarte med den faktiske stigningen denne måneden. Deretter øker prisstigningen med ¾ prosentpoeng rundt årsskiftet og videre til 2,9 prosent i mars. Videre framover faller prisstigningen til 2,6 i mai 1997. Av prognosen følger det at det gjennomsnittlige prisnivået for januar-mai i år vil være 2,6 prosent høyere enn prisnivået i tilsvarende periode i fjor.

I Konkurransetilsynets prognose for mai til desember 1996 ble prisveksten anslått til 1,1 prosent, mens den registrerte veksten i samme periode ble 1,2 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 1996 kan ha for importprisene i 1997, 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 ved inngangen til året 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 jordbruksvarer.

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 1-1.

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 1997 er det imidlertid like mange virkedager som i 1996.

Nivået på importprisene på tradisjonelle varer ser nå ut til å ha vært litt høyere i 1996 enn i 1995. Dette har i første rekke sammenheng med en vekst i prisene på ikke-konkurrerende importvarer og importerte primærnæringsvarer. En viss oppgang i prisene på importerte verkstedsprodukter, som veier tungt i det samlede importprisbildet, bidro til å øke stigningen i importprisene på tradisjonelle varer. På den annen side har prisene på importerte råvarer og lite bearbeidete varer som treforedlingsprodukter, kjemiske råvarer og metaller falt i 1996. Samlet sett økte derfor importprisene for tradisjonelle varer avært lite fra 1995 til 1996. Det er i modellberegningen forutsatt at nivået for importprisene fra 1996 til 1997 for tradisjonelle varer blir om lag uendret målt i norske kroner.

De noterte prisene på Nordsjøolje for umiddelbar levering var i gjennomsnitt 20,6 USD eller vel 133 kroner pr. fat i 1996. Oljeprisen steg markert høsten 1996, og har i januar i år vært rundt 150 kroner pr. fat. Det forventes imidlertid at oljeprisene vil reduseres utover i året, bl.a. som følge av økt oljeproduksjon av landene i og utenfor OPEC. Dette er også reflektert i futuresprisene på olje. Utvalget har lagt tilgrunn en oljepris i 1997 på 127 kroner pr. fat som tilsvarer en prisnedgang på 4½ pst. fra 1996 til 1997.

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 1995 til 1996. Som en beregningsteknisk forutsetning er det lagt til grunn at basisprisnivået for norskproduserte jordbruksvarer øker med 1 pst. fra 1996 til 1997. Prisene ut til forbrukerne blir i tillegg påvirket av eventuelle øvrige kostnadsenderinger i varehandelsleddet og avanseendringer i alle ledd.

Som en følge av lite nedbør høsten 1995 og vinteren 1995/96 økte prisene på elektrisitet til husholdningene gjennom 1996. Fra januar til desember 1996 økte elektrisitetsprisene med 15 prosent. Utvalget regner med at det har funnet sted en ytterligere økning elektrisitetsprisene ved årsskiftet. Det kan imidlertid se ut til at flere energiverk nå har et prisnivå som ligger betydelig over de forventede spotprisene utover i året. Utvalget har derfor lagt til grunn en nedgang i elektisitetsprisene i 2. og 3. kvartal i år, slik at elektrisitetsprisene som husholdningene betaler samsvarer med terminprisene på kraft mot slutten av 1997. Dersom det blir svært lite eller svært mye nedbør i vinter, kan imidlertid forløpet for elektrisitetsprisene bli vesentlig endret. Utvalget har derfor foretatt en beregning av virkningene på konsumprisene av at elektrisitetsprisene blir 10 prosent høyere eller lavere i andre halvår enn det en nå har lagt til grunn.

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. I 1996 tok stigningen i husleiene seg midlertidig opp, men er nå igjen lavere enn veksten i konsumprisindeksen. 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 1996 til 1997 på 1,4 prosent. Fra 1995 til 1996 økte husleieindeksen (inkl. fritidsboliger) med 1,7 prosent.

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 6 prosent fra årsskiftet. For tobakk og bensin ble imidlertid satsene økt med knapt 10½ prosent. mens satsen for autodiesel økte med 14,3 prosent.

Avgifts- og subsidieopplegget fastsettes av Stortinget for hvert år i prosent av et verdigrunnlag (verdiavgifter) eller som et nominelt beløp pr. enhet (mengdeavgifter). Et prisjustert avgifts- og subsidieopplegg innebærer at satsene for mengdeavgifter justeres med den anslåtte prisveksten, mens satsene for verdiavgiftene holdes uendret. En slik endring av avgifts- og subsidieopplegget vil påvirke prisnivået, men kan sies å være nøytralt i forhold til prisveksten. Utvalget har fått gjennomført beregninger for å vurdere prisvirkningene i 1997 av det vedtatte avgifts- og subsidieopplegget for 1997. Beregningene indikerer at det vedtatte avgiftsopplegget bidrar til å øke prisnivået med 0,3-0,4 prosent i forhold til et prisjustert avgifts- og subsidieopplegg. Dersom alle vedtatte satser i avgifts- og subsidieopplegget som gjaldt ved utgangen av 1996 ble lagt til grunn for 1997, noe som innebærer en reell nedgang i satsene for mengdeavgiftene, vil prisnivået i 1997 bli vel 0,1 prosent lavere enn om avgifts- og subsidieopplegget ble prisjustert.

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 1997 betyr forenklingen som ligger i modellen i form av eksogene anslag noe mindre.

Det er fortsatt usikkerhet om hvilket kursnivå den norske kronen vil ha i tiden framover. I utarbeidingen av prisprognosen har utvalget lagt til grunn at den gjennomsnittlige importveide kronekursen i 1997 blir på linje med gjennomsnittskursen i 1996. Dette innebærer en svekkelse av kronekursen i forhold til kursnivået de første ukene i januar i år. For å illustrere virkningene av en sterkere kronekurs har utvalget foretatt en beregning der en ser på virkningene på konsumprisene av at kronen blir 2 prosent sterkere i 1997 enn i 1996. Også i virkningsberegningen holdes kronekursen konstant gjennom 1997, men altså på et nivå som avviker med 2 prosent fra det nivået som er forutsatt i modellberegningen. Rent modellteknisk innarbeides forutsetningen om kronekursen i anslagene for importprisene. I KVARTS behandles importprisene som eksogene størrelser, dvs. størrelser som brukerne av modellen selv må anslå. Det innebærer at utvalget har måttet gjøre forutsetninger om hvordan importprisene endres som følge av en annen kronekurs. Siden det neppe er slik at en sterkere krone øyeblikkelig slår fullt ut i importprisene, har utvalget gjort forutsetninger om en slik overveltning gjennom året. I vurderingen av forutsetningen om prisoverveltning har utvalget bl.a. støttet seg til økonometriske arbeider på slike problemstillinger som er utført i Statistisk sentralbyrå og Norges Bank og skjønnsmessige betraktninger. Ut fra en samlet vurdering har utvalget lagt til grunn at 1 posent sterkere krone reduserer importprisene med 0,5 prosent etter ett kvartal, 0,65 prosent etter to kvartaler, 0,75 prosent etter tre kvartaler og 0,85 prosent etter fire kvartaler. Dette er noe tregere gjennomslag i 1. kvartal og noe raskere gjennomslag på årsbasis enn det utvalget la til grunn i januarrapporten for 1993 (NOU 1993:7).

Resultater:

Beregningene som har blitt gjennomført med KVARTS gir en økning i konsumprisene på 2,5 prosent fra 1996 til 1997. Dette er en klart høyere prisvekst enn året før og i overkant av den anslåtte utviklingen hos våre handelspartnere. Utviklingen er vist i figur 6.1.

Den høyere prisstigningstakten i 1997 i forhold til i 1996 henger i stor grad sammen med følgende forhold:

• en reduksjon i bilavgiftene 1. januar 1996 og en reell økning i avgiftene fra 1. januar 1997,

• i februar og mars i fjor var det en unormalt svak utvikling i klesprisene som en ikke uten videre kan regne med vil gjenta seg i år,

• i september og oktober 1996 økte prisene på elektrisitet med til sammen 7,3 prosent og det er lagt til grunn at elektristetsprisene øker med ytterligere 6 prosent ved årsskiftet. Disse prisøkningene vil i større grad påvirke den årlige prisveksten i 1997 enn i 1996.

Modellberegningen med KVARTS viser en avtakende stigning i prisene (målt over fire kvartaler) gjennom 1997. Denne utviklingen gjennom året skyldes at en forventer en nedgang i elektrisitetsprisene samtidig som effektene av økte elektrisitetspriser i fjor tømmes ut. Videre vil bidraget til økt konsumprisvekst som følge av at ordningen med kompensasjon for merverdiavgift ble opphevet fra 1. juli 1996, falle bort i andre halvår i år. Dersom en korrigerer konsumprisindeksen for virkninger av avgiftsendringer og elektrisitetspriser, vil beregningene vise en jevn prisvekst både i 1996 og i 1997 på vel 1½ pst.

I modellberegningen har en som nevnt i hovedsak nyttet modellens relasjoner for lønnsdannelse. Den gjennomsnittlige årslønnsveksten i modellberegningen er om lag 3¾ prosent fra 1996 til 1997 for de fleste grupper og i de sektorer som hvor prisvirkningene av lønnsveksten er størst.

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 1996 til 1997, 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.