Konkurransetilsynets prismateriale

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

I prognosen er de innsamlede 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 for 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 1,3 prosent. For tilsvarende periode ett år tilbake var den faktiske veksten 0,9 prosent. Konkurransetilsynets materiale indikerer at prisstigningen målt over 12 måneder blir 2,2 prosent i juni for så å stige til 2,5-2,6 prosent i månedene juli - desember. Ifølge denne prognosen vil det gjennomsnittlige prisnivået for juni - desember i år være 2,5 prosent høyere enn i tilsvarende periode i fjor.

I Konkurransetilsynets prognose for desember 1997 til mai 1998 ble prisveksten anslått til 2,0 prosent, mens den registrerte veksten i samme periode ble 1,3 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. Statistisk sentralbyrå har gjennomført nye tallfestinger for deler av de økonomiske sammenhengene i modellen, mens det for andre deler foreløpig bare er foretatt mindre justeringer. Selv om enkelte tallstørrelser er betydelig endret etter hovedrevisjonen, er det liten grunn til å anta at modellens prognoseegenskaper for konsumprisveksten er vesentlig endret. Modellen angir imidlertid en noe tregere overveltning i prisene av økt lønnsvekst sammenliknet med tidligere utgaver av modellen, jf. tabell 1.2.

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 tall fra 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 relasjoner, 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 noe lavere enn anslagene i forrige prisprognose fra utvalget. Dette har sammenheng med at elektrisitetsprisene og klesprisene ble redusert mer enn 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 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 arbeidere 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 1998 er det én virkedag mer enn i 1997. Dette bidrar isolert sett til en lavere timelønnsvekst enn årslønnsvekst. Økt sykefravær kan bidra i motsatt retning.

Kronekursens utvikling vil også ha betydning for prisutviklingen. I vedlegg 7 omtales kursutviklingen for norske kroner og de enkelte kronekursbegrepene. Det er usikkert hvilket kursleie en vil få for den norske kronen i tiden framover. Utvalget har ikke lagt til grunn eksplisitte forutsetninger om utviklingen i kronekursen, men har tatt hensyn til kronekursen i vurderingen av importprisene i norske kroner.

Nivået for importprisene på tradisjonelle varer ser nå ut til å ha vært noe lavere i 1997 enn i 1996. En viktig årsak til det er en nedgang i prisene på importert elektrisk kraft. Videre har det vært en nedgang i gjennomsnittsprisen på industriprodukter, men med til dels store variasjoner i prisutviklingen for ulike undergrupper av industriprodukter. Eksempelvis var det en klar nedgang i prisene på importerte verkstedsprodukter, som veier tungt i det samlede importprisbildet. Også prisene på treforedlingsprodukter ble markert redusert fra 1996 til 1997, men andre varer innenfor gruppen råvarer og lite bearbeidede varer som metaller og kjemiske råvar, økte i pris. Det er i modellberegningen forutsatt en svak utvikling i importprisene regnet i utenlandsk valuta. Regnet i norske kroner har utvalget lagt til grunn en gjennomsnittlig importprisvekst for tradisjonelle varer på 1,2 pst. fra 1997 til 1998.

Spotprisen på Brent Blend falt fra et nivå på om lag 19 USD i midten av november 1997 til i underkant av 12 USD i midten av mars 1998. OPEC-landene og enkelte andre produsentland vedtok da å redusere produksjonen med tilsammen 1,5 millioner fat pr. dag. Oljeprisen tok seg da noe opp og fram til begynnelsen av juni varierte prisen mellom 13 og 14,5 USD. Som en følge av fortsatt overproduksjon begynte prisene deretter å falle igjen. Saudi-Arabia, Venezuela og Mexico inngikk i begynnelsen av juni en ny avtale om å redusere produksjonen med ytterligere 450 000 fat pr dag fra juli. Senere har også Iran sagt at de vil redusere produksjonen med 100 000 fat fra juli. Dette har imidlertid ikke forhindret ytterligere prisfall. Gjennomsnittlig spotpris på Brent Blend har hittil i år vært på 105 kroner. Spotprisen på Brent Blend lå i midten av juni på om lag 11 USD, som tilsvarer om lag 85 kroner. Utvalget legger til grunn en gjennomsnittlig oljepris på 105 kroner for 1998.

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 var om lag uendret fra 1996 til 1997. Som en beregningsteknisk forutsetning er det lagt til grunn at basisprisnivået for norskproduserte jordbruksvarer blir om lag det samme i 1998 som i 1997. Prisene ut til forbrukerne blir i tillegg til endringer i basisprisene påvirket av eventuelle øvrige kostnadsendringer 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 og i begynnelsen av 1997. I januar 1997 var elektrisitetsprisene vel 22 prosent høyere enn i samme måned året før. Fra januar til juli i fjor ble imidlertid elektrisitetsprisene redusert med 15 prosent, slik at de i juli reelt sett var på linje med elektrisitetsprisene ved inngangen til 1996. Elektrisitetsprisene økte med 4,2 pst. i januar i år, men er siden blitt redusert med til sammen 8,5 pst. I mai i år var elektrisitetsprisene om lag på samme nominelle nivå som i første halvår 1996. Spredningen i elektrisitetsprisene har blitt markert redusert gjennom 1997, og det er grunn til å tro at konkurransen i elektrisitetsmarkedet medfører at endringer i tilbudsside- og etterspørselsforhold forholdsvis raskt vil slå gjennom i elektrisitetsprisene. Utvalget har lagt til grunn en svak nedgang i elektrisitetsprisene i sommermånedene. Videre har utvalget lagt til grunn at markedsforholdene om vinteren bidrar til høyere priser enn om sommeren, og dermed lagt til grunn viss økning i elektrisitetsprisene i 4. kvartal i år.

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 1997 tok stigningen i husleiene seg opp, og var 3,1 pst. i 4. kvartal. Hittil i år har husleiene vært 2,8 pst. høyere enn i samme tidsrom i fjor. 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 mv. I beregningene med KVARTS har en benyttet modellens relasjon for husleie (inkl. fritidsboliger). Dette har gitt en anslått vekst i husleiene fra 1997 til 1998 på 2,9 prosent. Fra 1996 til 1997 økte husleieindeksen (inkl. fritidsboliger) med 2,3 pst., og vekstraten målt over 12 måneder var 2,7 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 forbindelse med behandlingen av Revidert nasjonalbudsjett for 1998 har Stortinget imidlertid ikke vedtatt avgiftsendringer som vil påvirke konsumprisveksten.

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 de øvrige. 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 1998 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 1997 til 1998, om lag på linje med året før og den samme som i modellberegningen til januarrapporten. Utviklingen gjennom året er vist i figur 6.1. i avsnitt 6.3.

Modellberegningen med KVARTS viser en tiltakende stigning i prisene (målt over fire kvartaler) gjennom 1998. En høyere prisvekst i andre halvår sammenliknet med første halvår skyldes dels at prisfallet på elektrisitet i sommermånedene i fjor var sterkere enn lagt til grunn for utviklingen i år, samtidig som det er lagt til grunn en sterkere stigning i elektrisitetsprisene i fjerde kvartal i år sammenliknet med i fjor.

I modellberegningen har en som nevnt i hovedsak nyttet modellens relasjoner for lønnsdannelse. Den gjennomsnittlige årslønnsveksten i modellberegningen er 5,8 prosent fra 1997 til 1998, mot 4,3 prosent året før. Denne økningen i lønnsveksten bidrar til å øke prisstigningstakten i andre halvår. Økt prisvekst på importerte varer bidrar i samme retning.

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 1997 til 1998 på 1 prosentpoeng.

Som tabell 1.2. viser gir beregningen med 1 prosentpoeng endret lønnsvekst relativt små utslag på den gjennomsnittlige konsumprisveksten fra 1997 til 1998, 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. Ifølge modellens lønnsrelasjoner vil en økt lønnsvekst ett år innebære lavere lønnsvekst senere år sammenliknet med referansebanen. I så fall vil ikke reallønnsnivået endres vesentlig på lang sikt.