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 0,7 prosent. For tilsvarende periode ett år tilbake var den faktiske veksten 1,2 prosent. Konkurransetilsynets materiale indikerer at prisstigningen målt over 12 måneder blir 2,8 prosent i juni for så å reduseres til 2,1 prosent i oktober og november. I desember anslås prisveksten til 2,2 prosent. Av prognosen følger det at det gjennomsnittlige prisnivået for juni-desember i år vil være 2,4 prosent høyere enn prisnivået i tilsvarende periode i fjor.

I Konkurransetilsynets prognose for desember 1996 til mai 1997 ble prisveksten anslått til 1,3 prosent, mens den registrerte veksten i samme periode ble 1,5 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 kan ha for importprisene, 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 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, timelønnskostnader 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.

Prisstigningen de fem første månedene er godt i tråd med anslagene i forrige prisprognose fra utvalget, til tross for at importprisene i 1. kvartal i år økte mindre enn ventet. Dette har sammenheng med at veksten i importprisene var særlig lav for enkelte varer som betyr lite for konsumprisveksten (f.eks. flydeler), og med at utsalgsprisene på klær og bensin økte mer enn tidligere antatt.

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 per timeverk som sammenholder utviklingen i faktiske lønnsutbetalinger med utviklingen i antall utførte timeverk, som regnes inklusive overtid og eksklusive fravær. Veksten i lønn per 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 per 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.

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 den gjennomsnittlige importveide kronekursen i 1997 blir om lag på linje med kronekursen i 1996.

Nivået for importprisene på tradisjonelle varer ser nå ut til å ha vært noe høyere i 1996 enn i 1995. Dette har i første rekke sammenheng med en vekst i prisene på importert elektrisk kraft. Importprisene på industriproduktene var i gjennomsnitt om lag på samme nivå i 1996 som i 1995, men med til dels store variasjoner i prisutviklingen for ulike undergrupper av industriprodukter. Importprisene på råvarer og lite bearbeidete varer som treforedlingsprodukter, kjemiske råvarer og metaller var lavere i 1996 enn i 1995. En viss nedgang i prisene på importerte verkstedsprodukter, som veier tungt i det samlede importprisbildet, bidro ytterligere til å dempe veksten i importprisene på tradisjonelle varer. På den annen side økte importprisene bl.a. for biler og annen ikke-konkurrerende import. Det er i modellberegningen forutsatt at den gjennomsnittlige importprisveksten for tradisjonelle varer blir om lag den samme i 1997 som i 1996, målt i norske kroner.

De noterte prisene på Nordsjøolje for umiddelbar levering var i gjennomsnitt knapt 21 USD eller 134 kroner per fat i 1996. Oljeprisen falt fra rundt 24-25 USD ved inngangen til året til rundt 17 USD i midten av april. Etter en prisøkning opp til 20 USD i løpet av april og mai, falt oljeprisen igjen, og nådde et 13-måneders bunnivå på i underkant av 17 USD i midten av juni. Utvalget legger fortsatt til grunn en oljepris på 127 kroner i gjenomsnitt for 1997, som tilsvarer en prisnedgang fra 1996 på 4 ½ prosent.

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 0,8 prosent fra 1996 til 1997. Prisene ut til forbrukerne blir i tillegg påvirket av eventuelle øvrige kostnadsendringer i varehandelsleddet og avanseendringer i alle ledd.

I januar 1995 økte delindeksen for elektrisitet i konsumprisindeksen med 7 prosent fra måneden før, men denne økningen ble noe reversert i april og i november. I januar i 1996 gikk elektrisitetsprisene ytterligere ned. En svært nedbørsfattig høst og vinter i deler av landet bidro til at fyllingsgraden i de fleste vannmagasinene ble svært lav sommeren 1996. Dette førte til økte priser i spotmarkedene for kraft fra våren 1996. Delindeksen for elektrisitet økte derfor flere ganger gjennom 1996 og inn i 1997. I januar 1997 lå delindeksen for elektrisitet om lag 22 prosent over nivået i januar 1996. Hittil i 1997 har delindeksen for elektrisitet blitt redusert flere ganger, og lå i mai nesten 10 prosent lavere enn i januar. I modellberegningen har utvalget lagt til grunn at husholdningenes strømpriser vil reduseres ytterligere, og har beregningsteknisk lagt til grunn en nedgang i elektrisitetsprisene på 4 prosent i juli i år. Dette innebærer at det gjennomsnittlige prisnivået på elektrisitet vil ligge om lag 4,3 prosent høyere i 1997 enn i 1996.

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 1,8 prosent. Fra 1995 til 1996 økte husleieindeksen (inkl. fritidsboliger) med 1,7 prosent, og vekstraten målt over 12 måneder var 1,7 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 vedtar. 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 10 ½ prosent, mens satsen for autodiesel økte med 14,3 prosent. Det er i beregningene ikke lagt til grunn endringer i avgifts- og subsidieopplegget i løpet av prognoseperioden.

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.

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, men den samme som i modellberegningen til januarrapporten. Utviklingen gjennom året er vist i figur 6.1 i kapittel 6.3.

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

• bilavgiftene ble redusert 1. januar 1996, mens avgiftene økte reelt fra 1. januar 1997,

• i januar, februar og mars i fjor var det en unormalt svak utvikling i klesprisene som ikke gjentok seg i år,

• i september og oktober 1996 økte prisene på elektrisitet med til sammen 7,3 prosent og elektristetsprisene økte med ytterligere 6,1 prosent ved årsskiftet. Disse prisøkningene vil isolert sett bidra til høyere vekstrater i konsumprisindeksen på 12-månedersbasis i første halvår 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 det har vært og at en forventer en videre 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.

I modellberegningen har en som nevnt i hovedsak nyttet modellens relasjoner for lønnsdannelse. Den gjennomsnittlige årslønnsveksten i modellberegningen er om lag 3 ¾ prosent fra 1996 til 1997 for de fleste grupper og i de sektorer 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 1996 til 1997 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.