1 Virkninger på proveny og konsummønster av endringer i særavgifter på grensehandelsutsatte varer

av Odd Erik Nygård og Jørgen Aasness, Statistisk sentralbyrå 1

1.1 Innledning

Dette vedlegget presenterer økonomisk teori, en empirisk basert simuleringsmodell og eksempler på bruk av modellen, til å analysere virkninger på proveny og konsummønster av endringer i særavgifter på grensehandelsutsatte varer. Spesielt er vi opptatt av følgende problemstilling. Finnes det for de aktuelle særavgifter et avgiftsnivå slik at statens avgiftsinntekt (proveny) fra særavgiften stiger med avgiften opp til dette punktet, for deretter å synke ved ytterligere økning i avgiftsnivået? En grunn til at provenyet kan tenkes å synke ved økt avgiftssats, er at skattelekkasjen ved grensehandelen kan tenkes å øke med økt avgiftssats og til slutt bli dominerende.

Både teori, modell og simuleringsanalyser er nyutviklet i forbindelse med arbeidet for Grensehandelsutvalget. utvalget har prioritert å få fram en protomodell og en analysemetode som kan presisere og svare på mange av de problemstillinger som nevnes i utvalgets mandat. Utvalget har ikke klart innen fristen på ca. 3 måneder å få tallfestet og testet protomodellen på en så grundig måte at vi føler oss sikre på de resultater som oppnås ved bruk av modellen. Men det er mulig å få kvalitetssikret resultatene mye bedre i framtiden, spesielt ved videreutvikling av modellen og med bruk av et bedre datagrunnlag.

Sentralt i analysen står en konsummodell med et system av makroetterspørselsfunksjoner for alt konsum inndelt i en rekke konsumgrupper. Modellen er basert på standard økonomisk konsumentteori og er tallfestet (kalibrert) basert på ulike typer data og økonometriske analyser. Dette er i samsvar med en langvarig norsk modelltradisjon som startet med Frisch (1959) og Leif Johansen (1960). Et sentralt poeng var her at en kan utlede en full matrise med n×n priselastisiteter fra kunnskap om budsjettandeler og Engelelastisiteter for de n godegruppene og kun én priselastisitet for en vilkårlig godegruppe. Dette bygger på en forutsetning om en additiv nyttefunksjon. Denne tradisjonen ble videreført av blant andre Amundsen (1968) og Bjerkholt og Longva (1980). Aasness og Holtsmark (1993) baserte seg på samme grunnleggende ide, men videreutviklet denne ved at (i) nyttefunksjonen er basert på et nyttetre, der en kan modellere at noen varer er nære substitutter mens andre kan være komplementære; (ii) en spesifikk form på nyttefunksjonen postuleres, som bl.a. gjør det mulig med analyser av globalt optimale avgiftssatser; (iii) makroetterspørselsfunksjonene utledes ved eksakt aggregering over etterspørselsfunksjonene til alle husholdninger i Norge; (iv) nyttefunksjonene avhenger av alderen til hvert individ i husholdningen; (v) det tas hensyn til stordriftsfordeler i husholdningsproduksjonen; (vi) modellen kalibreres basert på bruk av økonometriske metoder med latente variable, hvor en kan modellere tilfeldig og systematisk målestøy i ulike datakilder. Denne modellen, som kalles KONSUM, har siden blitt videreutviklet, og benyttet som frittstående modell og som konsumblokk i en generell likevektsmodell for norsk økonomi (MSG). Høsten 2002 ble modellen KONSUM oppdatert og videreutviklet av undertegnede. Basert på denne har utvalget utviklet en mer detaljert versjon, spesialtilpasset Grensehandelsutvalgets formål, som utvalget kaller KONSUM-G. Til denne konsummodellen har utvalget koplet en avgiftsmodell, slik at vi kan gjennomføre konsekvensanalyser av endringer i avgiftspolitikken. utvalget har blant annet inkludert brennevin, vin, øl og tobakk kjøpt i utlandet som egne varer i modellen. Dette innebærer at vi kan analysere konsekvenser av endringer i priser i utlandet på forbruksmønstret til norske husholdninger og proveny til den norske stat.

I avsnitt 2 gjennomgås grunnleggende teori og begreper som KONSUM-G bygger eksplisitt på. Avsnitt 3 presenterer den empiriske modellen. Avsnittene 4-9 presenterer simuleringsresultatene fra modellen. Avsnitt 10 peker på forbedringsmuligheter.

1.2 Grunnleggende teori og begreper

Vi bygger på tradisjonell samfunnsøkonomisk konsumentteori, se f.eks. Rødseth (1997), men med en rekke konkrete tolkinger og spesifikasjoner. Hver husholdning i Norge forutsettes å maksimere en nyttefunksjon gitt en lineær budsjettbetingelse:

der u_ht er nyttenivået til husholdning h i tidsperiode (eller hypotetisk situasjon) t, H er mengden av alle husholdninger i Norge, u(.) er en nyttefunksjon som kan tolkes som en ren ordinalistisk preferanseindikator, q_jht er konsumet av godegruppe j for husholdning h i periode t, J er mengden av godegrupper, n er antall godegrupper i mengden J, a_1h og a_2h er henholdsvis antall barn og antall voksne i husholdning h, p_jt er pris på godegruppe j i periode t og y_ht er total forbruksutgift for husholdning h i periode t. Ved maksimering av nytten (1) gitt budsjettbetingelsen (2) får vi utledet etterspørselsfunksjoner for hver husholdning,

dvs. at forbruket av gode j er en funksjon av prisene på alle konsumgodene og husholdningens totale forbruksutgift, antall barn og antall voksne. 2

Ved å summere etterspørselen over alle husholdninger i Norge, gitt vår spesielle form på nyttefunksjonen får vi utledet tilsvarende etterspørselsfunksjoner for Norge totalt, som er av typen:

der Q_jt er totalt privat konsum av godegruppe j i Norge i periode t, Y_t er total forbruksutgift for norske husholdninger samlet, A_1t, A_2t, og N_t er henholdsvis antall barn, antall voksne og antall husholdninger i Norge i periode t. Disse variablene defineres som enkle aritmetiske summer av de tilsvarende husholdningsvariable og N_t er antall elementer i mengden H av alle husholdninger i Norge. Det at en slikt system av makroetterspørselsfunksjoner (4) kan utledes fra mikroetterspørselsfunksjonene (3) er bevist i et spesialtilfelle i Aasness og Holtsmark (1993, teorem 2) og analysert i en mer generell modell i Aasness, Bye og Mysen (1996, s. 339-341).

Fra budsjettbetingelsene (2) til alle husholdningene i Norge og definisjonene av makrovariablene kan vi lett utlede en budsjettbetingelse for "makrokonsumenten":

(5) p_1tQ_1t + ... p_jtQ_jt +... + p_ntQ_nt = Y_t,

dvs. at summen av pris ganger mengde over alle konsumgoder er lik total konsumutgift også i makro. Dessuten er det mulig å vise at det eksisterer en nyttefunksjon U(.) av typen

(6) U_t = U(Q_1t,...,Q_jht,...,Q_nht;A₁,A_2;N_t),

slik at hvis "makrokonsumenten" maksimerer nyttefunksjonen (6) til budsjettbetingelsen (5) så får vi eksakt samme system av etterspørselsfunksjoner (4) som vi først utledet ved å summere etterspørselsfunksjonene til alle husholdningene i Norge. 3

Disse teoretiske egenskapene innebærer en mengde fordeler hvis en velger å ta teorien på alvor i utvikling av praktiske beregningsmodeller for analyse av økonomisk politikk. Spesielt får vi at de ikke-lineære makroetterspørselsfunksjonene (4) oppfyller eksakt den lineære budsjettbetingelsen (5) for ethvert valg av avgifts- og skattessystem med påfølgende virkninger for priser og total forbruksutgift. Videre oppfyller systemet av makroetterspørselsfunksjonene (4) alle egenskaper og sammenhenger fra tradisjonell konsumentteori for en enkelt konsument, jf. Rødseth (1997). Dette gir en rekke kontrollmuligheter, jf. f.eks. kolonnesum og radsum restriksjonene i tabellene 1-4 nedenfor. Dette kan bl.a. være nyttig for å oppdage rene programmeringsfeil. Ved videre restriksjoner på formen av nyttefunksjonen, jf. nyttetreet i figur 1.1, vil slike fordeler kunne mangedobles. Videre gir sammenhengene mellom mikro og makro mange muligheter for å tallfeste og teste modellen med data fra ulike kilder. Spesielt kan en kombinere husholdningsdata og makrodata, se Aasness og Holtsmark (1993) for et eksempel. Videre kan en i anvendelser av modellen utnytte ulike typer økonomisk teori som velferdsteori og optimal skatteteori, se Aasness, Bye og Mysen (1996) og Schroyen og Aasness (2002) for eksempler.

Prisene (p_jt) som konsumentene står overfor vil vi nedenfor omtale som konsumentpriser. De er påvirket av særavgifter, moms og eventuelle andre indirekte skatter og subsidier. Sammenhengen mellom konsumentpris (p_j), pris uten avgift (p_*j) og avgiftsandelen (t_j) for gode j, forutsettes å være

Avgiftsandelen t_jt kan tolkes som en funksjon av alle særavgifter, momssystem, og eventuelle subsidieordninger og andre indirekte skatter som er tilknyttet konsumgodet, se (17) nedenfor. Avgiftsandelen t_jt er målt i forhold til prisen på konsumgodet uten avgifter (p_*j). Vi regner kun med avgifter som norske myndigheter får inntektene av. For varer kjøpt utlandet vil avgiftsandelene være null.

Avgiften pr. enhet av godet blir således t_jtp_*jt, og provenyet (statens inntekt) fra husholdingenes samlede forbruk av gode j blir

Vi vil kalle dette for delprovenyet fra konsumgode j. La oss videre definere totalprovenyet fra indirekte skatter tilknyttet husholdningenes samlede forbruk av alle konsumgoder slik:

Totalprovenyet er altså definert som summen av delprovenyene fra de enkelte konsumgoder.

Av (4), (7) og (8) følger del provenyfunksjoner tilknyttet hvert gode

Ved å sette alle andre variable konstant unntatt avgiftsandelen for det aktuelle gode, får vi definert delprovenyet for gode j som funksjon bare av avgiftsandelen for det samme gode j:

Siden denne funksjonen kan framstilles geometrisk ved en endimensjonal kurve vil vi kalle dette for delprovenykurven for konsumgode j.

Vi kan nå formulere følgende hypotese:     

For noen goder j, som tilhører mengden     J_DKM

J, vil delprovenykurven

(12) T_DKj(t_jt) vokse monotont opptil en verdi     av avgiftsandelen (t_DKMj) som vi kaller     den delprovenymaksimerende avgiftsandelen     for gode j, for deretter å være monotont     fallende.

Gitt at hypotese (12) gjelder for gode j vil den delprovenymaksimerende avgiftsandelen oppfylle førsteordensbetingelsen ∂T_DKj(t_DKMj)/∂t_jt = 0. Denne betingelsen kan brukes til å karakterisere og/eller beregne t_DKMj. Vi vil nedenfor bruke simuleringsteknikker til å beregne delprovenykurver i vår omfattende empirisk baserte modell og gjennom dette også finne eventuelle maksima.

Tanken om at det eksisterer slike sammenhenger mellom proveny og avgiftsandeler er gammel. Adam Smith er allerede inne på dette i sin The Wealth of Nations(1776) og Dupuit (1844) tar også opp dette senere. Disse ideene fikk så sin renessanse da Arthur B. Laffer tegnet sin velkjente Lafferkurve på 1970-tallet, jf. Fullerton (1981). Se Crawford og Tanner (1995) for et eksempel på en studie som forsøker å se på sammenhenger mellom proveny fra alkoholholdig drikke og økt grensehandel.

Merk at det fra (11) følger at både mengden J_DKM og de delprovenymaksimerende avgiftssatsene for konsumgodene i denne mengden kan avhenge av alle de eksogene variable i modellen, inklusive avgiftsandelene til de andre konsumgodene.

Av (4) (7) og (9) følger provenyfunksjoner for totalt proveny fra indirekte skatter :

(13) T_t = T_T(t_1t,...,t_nt, p_*1t,...,p_*nt, Y_t, A_1t, A_2t, N_t).

Fra (13) kan vi også definere totalt proveny for indirekte skatter som funksjon av avgiftsatsen for et enkelt gode ved å holde andre variable konstant,

Vi vil kalle T_TKj(t_jt) for totalprovenykurven for konsumgode j.

Vi kan nå formulere følgende hypotese:     

For noen goder j, som tilhører mengden     J_TKM

J, vil totalprovenykurven

(15) T_TKj(t_jt) vokse monotont opptil en verdi     av avgiftsandelen (t_TKMj) som vi kaller den     total provenymaksimerende avgiftsandelen for     gode j, for deretter å være monotont fallende.

Gitt at hypotese (15) gjelder for gode j vil den totalprovenymaksimerende avgiftsandelen oppfylle førsteordensbetingelsen ∂T_TKj(t_TKMj)/∂t_jt = 0. Denne betingelsen kan brukes til å karakterisere og/eller beregne t_TKMj. Vi vil nedenfor bruke simuleringsteknikker til å beregne totalprovenykurver i vår modell og gjennom dette også finne eventuelle maksima.

Merk at det fra (14) følger at både mengden J_TKM og de totalprovenymaksimerende avgiftssatsene for konsumgodene i denne mengden kan avhenge av alle de eksogene variablene i modellen, inklusive avgiftsandelene til de andre konsumgodene. Vi gir eksempler på det siste i figurene 6 og 7. Videre kan vi finne provenytabeller og provenymaksimerende avgiftsandeler når vi lar flere avgiftsandeler variere samtidig. Dette gir vi et eksempel på i tabell 1.5 nedenfor.

La oss tenke oss at momssystemet, særavgiftssystemet og subsidieordninger av ulike typer lar seg beskrive ved hjelp av et sett av konkrete avgiftsatser (a_1t,....,a_mt). La oss videre tenke oss at vi kan beregne hvordan de totale avgiftsandelene knyttet til de enkelte konsumgodene (godegruppene) avhenger av de konkrete avgiftssatsene,

Dette kan gjøres på en rekke ulike måter. Spesielt kan en bruke en kryssløpsmodell eller ikke, og kryssløpsmodeller kan utformes på ulike måter. Videre er det et spørsmål om hvordan en skal aggregere enkeltavgifter opp til godegrupper og næringssektorer. En kan også vurdere om en vil ha med forskjellige slags subsidieordninger for næringslivet eller ikke.

Av (7) og (16) følger at vi kan skrive konsumentprisene som funksjon av de konkrete avgiftsatsene (a_1t,....,a_mt):

Det er praktiske og teoretiske fordeler knyttet til det å dekomponere avgiftsmodellen i (7) og (16), framfor direkte å se hvordan konsumentprisene p_jt avhenger av de konkrete avgiftssatsene som i (17). I denne førsteverjonen av modellen har vi ikke spesifisert (16) og (17). Vi har kun benyttet avgiftsandelene t_j i modellens basisår (1999). Disse er beregnet ved hjelp av en generell likevektsmodell for norsk økonomi (MSG) utviklet av Statistisk sentralbyrå.

Merk at vi i stedet for å måle avgifter som andel av pris uten avgift (p_*j), kan vi måle dem som andel av konsumentprisen (p_j). Vi benevner den sistnevnte avgiftsandelen for gode j med τ_j. Sammenhengen mellom disse to avgiftsandelene er gitt ved:

Herav ser vi at når t_j beveger seg mot uendelig vil τ_j bevege seg mot 1. Tabell 1.4 gir en oversikt over verdiene på avgiftsandelene (t_j,τ_j) for de ulike godene i modellens basisår. I presentasjonen av simuleringsresultatene har vi valgt å måle avgiften som andel av konsumentprisen (τ_j).

1.3 En ny simuleringsmodell

Vi har laget en empirisk basert simuleringsmodell som er i full overenstemmelse med den generelle teorien over. Vi har tatt utgangspunkt i modellen KONSUM slik den ble utviklet av undertegnede høsten 2002. Denne modellen er på nåværende tidspunkt ikke dokumentert i form av en offentlig tilgjengelig publikasjon, men den bygger videre på tidligere versjoner av modellen, dokumentert i bl.a. Aasness og Holtsmark (1993), Wold (1998) og Indahl, Sommervoll og Aasness (2001). Se Sommervoll og Aasness (2001) for et eksempel på bruk av modellen til globale simuleringsanalyser med blant annet klimagassminimerende konsumentpriser. Spesifikasjonen av nyttefunksjonene (1) og (6) er basert på et nyttetre som vist i figur 1.1. Se Deaton og Muellbauer (1980, kap. 5) for en generell omtale av nyttetrær. Vi har i figuren bare helspesifisert nyttegrenen for Matvarer, drikkevarer og tobakk (FBTG), som er blitt laget for Grensehandelsutvalget. Modellen med dette spesielle nyttetreet betegnes således KONSUM-G. Nyttegrenene for de andre hovedgruppene, Kommunikasjon (CO), Bolig (HO) og Andre varer og tjenester (OGS) er også omfattende med mange trinn. Det er bare antall grupper på trinn 2 for disse hovedgruppene som er antydet i figur 1.1. På nederste nivå er det 18 godegrupper innenfor hovedgruppen Mat, drikke og tobakk (FBTG) og 55 godegrupper totalt for hele modellen.

Ved hvert grenpunkt på nyttetreet er det spesifisert en translatert CES subnyttefunksjon, der "minimumskvantaene" er lineære funksjoner av antall barn og voksne i husholdningen og med et husholdningspesifikt konstantledd som fanger opp stordriftsfordeler i husholdningsproduksjonen. Modellen er kalibrert mot ulike typer data og økonometriske metoder. Spesielt benyttes modeller med latente variable som kan ta hensyn til tilfeldige og systematiske målefeil i data, jf. Aasness, Biørn og Skjerpen (1993), Aasness, Eide og Skjerpen (1994), Aasness og Belsby (1997), Røed Larsen, Wold og Aasness (1997), Wangen og Aasness (2002), og Aasness og Røed Larsen (2003). Vi har benyttet informasjon fra Grenshandelsutvalgets rapport til anslag på flere av de budsjettandeler og elastisiteter som KONSUM-G ble kalibrert mot. I framtiden kan en eventuelt benytte modeller med latente variable for estimering av omfang av grensehandel, tax-free handel, smugling og hjemmeproduksjon, som modellen kan kalibreres mot.

Brennevin er delt inn i tre varegrupper ettersom brennevinet er kjøpt i Norge (H); kjøpt lovlig i andre land for bruk i Norge, inklusive grensehandel og tax-free handel (A); og smuglervarer eller hjemmeproduserte varer (S). Tilsvarende tredeling er gjort for vin, øl, og tobakk. For matvarer og ikke-alkoholholdige drikkevarer er det bare skilt mellom varer kjøpt hjemme (H) og varer kjøpt i utlandet for bruk i Norge (A). For andre varer og tjenester er det ikke foretatt en slik inndeling, men nordmenns konsum i utlandet er inkludert som en egen gruppe i en annen gren av nyttetreet (OGS).

Ved at modellen skal tilfredstille eksakt alle restriksjoner fra den generelle økonomiske konsumentteorien blir det lettere å tolke og kontrollere resultater fra modellen. Videre får en mange nye restriksjoner ved å anta at husholdningenes nyttefunksjoner skal tilfredstille nyttetreet i figur 1.1. Nyttetreet innebærer at husholdningene kan ta beslutninger om forbrukssammensetningen ved først og fremst å vurdere opp mot hverandre nytten av endringer i konsumgoder som ligger innen samme gren av nyttetreet. Hvis brennevinsavgiften i Norge øker kan en tenke seg at konsumenten velger sin nye forbrukssammensetning på følgende måte. Først vurderer konsumenten om den skal redusere forbruket av brennevin kjøpt i Norge og heller skaffe til veie brennevin mer hensiktsmessig ved økt grensehandel/tax-free handel (03CA) eller ved smugling/hjemmebrenning (03CS). Dernest vurderer husholdningen om den skal redusere den totale utgiften til brennevin og heller kjøpe mer vin (03D) og øl (03E). Videre vil konsumenten vurdere om den etter økningen i brennevinsavgiften bør endre fordelingen av utgifter innen de fire hovedgruppene Mat (00), Drikke uten alkohol (BO), Drikke med alkohol (BA) og Tobakk (04). Dernest vil husholdningen vurdere om den bør endre fordelingen av total forbruksnivå på de fire hovedgruppene på toppen av nyttetreet. Til slutt vil konsumenten gå nedover nyttetreet igjen og kontrollere at alle utgiftene er optimalt fordelt mellom ulik grupper og subgrupper.

I prinsippet kan økt brennevinsavgift føre til endret forbruk av skummet melk som er en del av gruppen Mat. Men dette skjer kun via utgift til mat totalt, og dermed via den samme kanal som for virkninger av endringer i andre priser utenfor Mat (00). I praksis vil derfor krysspriseelastisiteten mellom brennevin og skummet melk være tilnærmet null, men den vil ikke være eksakt null. Forutsetter en dette brytes modellogikken. I prinsippet kunne en utvide nyttetreet og for eksempel få fram at det vil være mye større krysspriselastisiteter mellom skummet melk og lettmelk enn mellom skummet melk og brennevin. Utnytting av denne type forutsetninger om konsumentenes behovsstruktur er en essensiell del av angrepsmåten bak KONSUM-G.

Modellen har 55 goder og dermed en matrise med 55x55 = 3025 priselastisiteter for denne godegrupperingen. Denne matrisen av priselastisiteter vil tilfredstille alle krav fra konsumentteorien. En slik stor matrise er selvfølgelig vanskelig å få oversikt over og presentere. Ved å anta at alle prisene endres proporsjonalt innen en gruppe av disse godene, kan en ved såkalt Hicks-aggregering få aggregert alle godene innen godegruppen. De vil også tilfredstille alle krav til konsumentteorien. Tabell 1-2 presenterer et komplett sett av elastisiteter for en 6-godegruppering og tabell 3-4 presenterer de tilsvarende elastisiteter for en 15-godegruppering. Alle goder i nyttetreet utenfor Mat, drikke og tobakk er slått sammen til en ny aggregert gruppe: Andre goder (AG). Innen den nye grenen av nyttetreet har vi slått sammen Matvarer (00) og Drikke uten tobakk (BO) til Mat og drikke u/alkohol (0BO). Forskjellen mellom den 6 godegrupperingen i tabell 1.1-1.2 og 15 godegrupperingen i tabell 1.3-1.4 er at de sistnevnte skiller mellom varer kjøpt i Norge (H), kjøpt ved grensehandel eller tax-free (A) og smuglet eller hjemmeprodusert (S), mens i 6 godegrupperingen er disse aggregert til en felles gruppe for de ulike varetypene. Elastisitetene for 6 godegrupperingen er en eksakt aggregering av elasisitetene for 15 godegrupperingen. Det er spesielt interesant å se på sammenhengene mellom elastisitetetene for den aggregerte og disaggregerte grupperingen.

Merk at kolonne- og rekkesummene i nevnte tabeller er null. Det er veide summer av elastisitetene som følger av konsumentens budsjettbetingelse. Tilsvarende er alle radsummene null som følger av at etterspørselsfunksjonene er homogene av grad 0 i priser og total forbruksutgift. Legg videre merke til at alle krysspriselastisitetene er positive i tabell 1.2 og 1.4, som er såkalte Slutskyelastisiteter, der vi kan tenke oss konsumenten får en inntektskompensasjon ved en prisstigning, slik at nyttenivået (levestandarden) er konstant. Siden alle konsumgodene her er substitutter vil alle disse kryss-priselastisitetene være positive. I tabell 1.1 og 1.3 får derimot konsumentene ingen inntektskompensasjon. Mange av krysspriselastisitetene blir dermed negative på grunn av den negative inntektseffekten. Dette gjelder ikke for de godene som er nære substitutter, der er substitusjonseffekten sterkere enn inntektseffekten. Spesielt ser vi at kryss Cournot elastisitetene er positive mellom alle alkoholholdige drikkevarer, både i tabell 1.1 og 1.3. Videre får vi positive kryss Cournot elastisiteter i tabell 1.3 mellom goder av samme varetype, men avhengig om de er kjøpt hjemme (H), kjøpt i utlandet (A) eller smuglet eller hjemmelaget (S).

La oss så først betrakte priselastisitetene for tobakk. Fra tabell 1.1 ser vi at den direkte priselastisiteten for hovedgruppen tobakk er -0,16. Denne er lav i tallverdi i forhold til de fleste økonometriske undersøkelsene i tabell 7.1 i kapittel 7. Fra tabell 1.3 ser vi imidlertid at den direkte priselastisiteten for tobakk kjøpt i Norge er -0,48, som ligger innenfor grensen 0,4-0,5 som Grensehandelsutvalget konkluderte med som et rimelig intervall. Videre ser vi fra tabell 1.3 at priselastisiteten for tobakk kjøpt ved grensehandel eller tax-free er -1,11. At denne er mye høyere i tallverdi er rimelig siden den har en mindre andel av samlet tobakksforbruk enn tobakk kjøpt i Norge, som det går fram av budsjettandelene i første kolonne i tabell 1.3. Krysspriselastisitetene mellom de ulike tobakksgruppene er klart positive, i tråd med nyttetreet i figur 1.1.

For brennevin, vin og øl er de direkte priselastisitetene i tabell 1.1 henholdsvis -0,9; -1,3 og -0,8. Dette er i rimelig samsvar med anbefalingene fra kapittel 6, men priselastisiteten for brennevin er noe lavere enn anbefalt verdi. Fra tabell 1.3 ser vi at de tilsvarende elastisitetene for brennevin, vin og øl kjøpt i Norge er henholdsvis -1,4; -1,6 og -0,8. Alle er blitt større i tallverdi, men bare litt for øl, noe for vin og særlig mye for brennevin. Det henger sammen med at for brennevin er det en spesielt stor andel som er kjøpt ved grensehandel/tax-free utlandet, eller smuglet/hjemmebrent, som det framgår av budsjettandelene i tabell 1.3. Disse priselastisitetene er dermed i overkant av de som er anbefalt i kapittel 6. I denne sammenheng bør en merke seg at pris- og inntektselastisitetene fra kapittel 6 er estimert når en måler konsumet i ren alkohol, mens priselastisitetene i tabell 1.1-1.4 gjelder for konsumet målt i 1999 priser. De siste vil rimeligvis være større enn de førstnevnte, fordi når total forbruksutgift stiger eller prisene går ned vil en tendere til å velge dyrere vinmerker og brennevinsmerker, Aasness (1990, Essay 2). Logikken i KONSUM-G krever at en måler konsumet til en godegruppe i utgift til faste priser, men en kan kople til på en konsistent måte tilleggsrelasjoner for konsumet målt på andre måter, slik som mengde ren alkohol. Dette er ikke gjort i nåværende modell, noe som gjør det vanskeligere å kalibrere modellen mot elastisitetene i kapittel 6.

Noen av mekanismene i modellen kan illustreres ved at en øker særavgiften for brennevin i Norge, og dermed avgiftsandelen for brennevin. Det gir blant annet følgende effekter: (i) statens inntekt (proveny) fra brennevinsavgiften vil øke for konstant etterspørsel etter brennevin; (ii) samtidig vil provenyet fra brennevin tendere mot å gå ned fordi etterspørselen etter brennevin kjøpt i Norge går ned, på grunn av prisøkningen som følger av avgiftsøkningen; (iii) spesielt oppstår det en skattelekkasje av brennevinsavgift og tilknyttet merverdiavgift fordi brennevinskonsumet øker ved grensehandel, tax-free handel, smugling og hjemmebrenning; (iv) økningen i brennevinsavgiften fører til økt etterspørsel i Norge av vin og øl som ifølge modellen er nære substitutter, noe som gir en økning i statens samlede proveny; (v) økningen i brennevinsavgiften fører til redusert etterspørsel etter andre goder kjøpt i Norge, fordi den reelle verdien av total forbruksutgift går ned når brennevinsprisen øker, noe som fører til redusert proveny. Alle disse effektene virker samtidig og drar i ulike retninger. Modellen gir totalresultatet, og dette avhenger nødvendigvis av modellens egenskaper og forutsetninger om sentrale størrelser. Vektleggingen av de ulike effektene vil endre seg når brennevinsavgiften endrer seg, og på en systematisk måte som det vil framgå av flere av de følgende figurer.

1.4 Virkninger på proveny av endringer i norske alkoholavgifter

Figur 1.2 viser at provenyet fra avgift på vin øker når avgiftsandelen øker, inntil en når et toppunkt, hvoretter delprovenyet faller når avgiftsandelen øker. Tilsvarende gjelder for brennevin. 4 Den delprovenymaksimerende avgiftsandel (som andel av konsumentprisen, inkl. merverdiavgift) er minst for vin (0,648) og større for brennevin (0,730). Dette skyldes at priselastisiteten for vin er større enn for brennevin, jf. tabell 1.3. Beregningene gjelder strengt tatt for året 1999, som er basisåret for beregningsmodellen, men modellen vil rimeligvis gi lignende kvalitative resultater for andre år. De faktiske avgiftsandelene for 1999 er også inntegnet i modellen. Den faktiske avgiftsandelen for vin (0,648) er pussig nok nøyaktig lik den delprovenymaksimerende avgiftsandelen for vin, i denne førsteversjonen av modellen. For brennevin er den delprovenymaksimerende avgiftssatsen mindre enn den faktiske (0,770) for 1999.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Fra figur 1.2 ser vi videre at for øl øker delprovenyet monotont med avgiftssatsen. Vi finner ikke noe toppunkt, gitt denne førsteversjonen av modellen. Det skyldes at priselastisiteten for øl er mye lavere enn for vin og brennevin, jf. tabell 1.3. Det kan tenkes at en i framtiden vil få økt grensehandel og høyere priselastisitet for øl som kan medføre et toppunkt også i delprovenykurven for øl. Provenykurven for øl stiger relativt bratt. Det skyldes til dels at vi måler avgiften som andel av konsumentprisen. En økning i avgiften som andel av konsumentprisen fra 0,6 til 0,85 på figur 1.2 svarer til en økning i avgift som andel av pris uten avgift fra 1,50 til 5,67 (dvs. fra 150 pst. til 567 pst.). Hvis vi i figuren i stedet målte avgiften som andel av pris uten avgift ville provenykurven for øl "krumme den andre veien".

Resultatene i figur 1.2 omfatter kun delprovenyet fra avgiften en endrer. Mer relevant for finanspolitikken er totalprovenyet. Figur 1.3 viser totalprovenyet som funksjon av avgiftsandelen av konsumentprisen for de enkelte varegruppene. Totalprovenykurvene for vin og brennevin har også entydige toppunkt. Toppunktene ligger til høyere for toppunktene i de tilsvarende delprovenykurvene. Det skyldes at når vinavgiften går opp øker omsetningen av brennevin og øl som også har høye avgiftsandeler, og tilsvarende for brennevin, jf. krysspriselastisitetene i tabell 1.3. Hvis imidlertid avgiftsandelen blir tilstrekkelig stor, får vi så stor avgiftslekkasje ved grensehandel og smugling at også totalprovenyet synker ved ytterligere økning i vin eller brennevinsavgiften. Avgiftsandelene (inkl. merverdiavgift) som maksimerer totalprovenyet er igjen minst for vin (0,733) og størst for brennevin (0,785). Den faktiske avgiftsandelen i 1999 for vin (0,648) er klart mindre enn avgiftsandelen som maksimerer totalprovenyet (0,733). Den faktiske avgiftsandelen i 1999 for brennevin (0,770) er noe mindre enn den avgiften som maksimerer totalprovenyet (0,785), ifølge protomodellen.

Provenykurvene i figurene 1.2 og 1.3 viser hvordan provenyet endrer seg når vi endrer en avgiftsandel av gangen og holder alle andre variable konstante. Vi kan også beregne hvordan disse provenykurvene endrer seg dersom vi endrer på noen av de andre forklaringsvariablene i modellen. Spesielt kan vi se nærmere på hvordan de provenymaksimale avgiftsandelene endrer seg når avgiftsandelene for andre goder endres.

I tabell 1.5 vises totalprovenyet ved ulike kombinasjoner av avgiftsandeler for brennevin og vin. Hver rad og kolonne i tabellen kan da tolkes som en totalprovenykurve for henholdsvis vin og brennevin. Således kan en tolke tabellen slik at den gir ulike totalprovenykurver for hvert gode avhengig av avgiftsandelen på det andre gode.

De uthevede cellene i tabellen viser totalprovenymaksimerende avgiftandeler. Vi ser at den avgiftandelen for vin som maksimerer totalprovenyet (0,73) er uavhengig av hva avgiftsandelen for brennevin er. Når det gjelder den totalprovenymaksimerende avgiftsandelen for brennevin, er denne også temmelig robust ovenfor ulike avgiftsandeler for vin. (fra 0,78 til 0,79).

Nivået på totalprovenykurvene endrer seg klart når den andre avgiftsandelen endrer seg. Hvorvidt disse skifter oppover eller nedover avhenger av størrelsen på avgiftsandelene. Når vi øker avgiftsandelen til vin vil totalprovenykurven til brennevin skifte oppover så lenge avgiftsandelen for vin er under 0,73. Øker vi avgiftsandelen til brennevin vil totalprovenykurven til vin skifte oppover så lenge avgiftsandelen til brennevin er under 0,78. Dersom avgiftsandelen for brennevin er mellom 0,78 og 0,79 vil den skifte nedover for noen verdier på avgiftsandelen for vin (mindre enn 0,67), mens den vil skifte oppover for noen (større enn 0,67). For høyere verdier enn 0,79 på avgiftsandelen for brennevin, vil totalprovenykurven skifte nedover.

Det finnes en kombinasjon av avgiftsandeler for de to godene hvor vi simultant er ved maksimum på totalprovenykurvene. Dette skjer for avgiftsandelen 0,79 for brennevin og 0,73 for vin. Øker vi avgiftsandelene for begge eller ett gode utover dette vil totalprovenyet synke.

1.5 Virkninger på alkoholkonsum, grensehandel og smugling av endringer i norske alkoholavgifter

Figur 1.4 viser at når avgiftene for brennevin øker, synker konsumet av brennevin kjøpt i Norge, mens konsumet av brennevin kjøpt i utlandet (og brukt i Norge) stiger. Videre øker smuglingen når avgiftsandelen øker. Dette er intuitivt rimelige resultater. De tallmessige størrelsene på disse endringene er imidlertid usikre.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Det totale konsumet av brennevin synker når avgiftene på kjøp i Norge øker, noe som også er i tråd med konvensjonell kunnskap hos alkoholforskere. Men dette gjelder kun hvis avgiftsandelen er mindre enn en avgiftsandel som minimerer totalkonsumet. Øker avgiftsandelen utover dette nivå vil totalkonsumet av brennevin øke ifølge modellen. Den konsumminimerende avgiften er i ifølge referansemodellen 0,92 som andel av konsumentprisen. Dette er langt over faktisk avgiftsandel i 1999 (0,77), og siden den gang har avgiftsandelen for brennevin sunket i Norge. At det ifølge simuleringsmodellen eksisterer en slik forbruksminimerende brennevinsavgift er et interessant resultat som framtidige analyser kan teste ut.

1.6 Virkninger av endringer i priser på alkohol i utlandet

Figur 1.5 viser at dersom prisene på alkoholholdige varer 5 synker i våre naboland vil grensehandelen med alkoholvarer øke, mens kjøp av alkoholvarer i Norge og smugling av alkoholvarer vil gå ned. Økningen i grensehandelen vil dominere slik at totalforbruket av alkohol vil øke.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Figur 1.6 viser at provenykurven for brennevin får klare skift nedover dersom prisene i utlandet synker. Avgiftssatsene i Norge som maksimerer provenyet vil også reduseres hvis prisene i utlandet går ned, men virkningene er ikke dramatiske. Tilsvarende resultat for vin finnes i figur 1.7. Her er den provnymaksimerende avgiftssatsen tilnærmet uavhengig av prisene i utlandet, ifølge modellresultatene.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

1.7 Virkninger av endringer i tobakksavgiftene

Det går fram av figurene 1.8 og 1.9 at både delprovenyet og totalprovenyet øker med økt tobakkspris. Det eksisterer ingen provenymaksimerende avgiftssats for tobakk i modellen. Figur 1.10 viser imidlertid at konsumet av tobakk kjøpt i Norge reduseres kraftig når tobakksavgiften øker. Men selv om omsetningen av tobakk i Norge synker kraftig, vil likevel statens inntekter øke når en øker tobakksavgiftene. Det skyldes at tilstrekkelig mange fremdeles vil kjøpe tobakk innenlands. Grensehandelen og smuglingen øker så kraftig at totalforbruket vil øke med tobakksavgiften, dersom denne er større enn den konsumminimerende tobakksavgiften. Ifølge referansemodellen var den faktiske tobakksavgiften i 1999 (0,71) mindre enn den konsumminimerende tobakksavgiften (0,79).

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

1.8 Virkninger av endringer i andre avgifter

I figur 1.11 og 1.12 studeres virkninger av endringer i andre avgifter. Spesielt vil både delprovenyet og totalprovenyet øke monotont med avgiftsandelen for godegruppen matvarer og ikke-alkoholholdige drikkevarer. Her eksisterer det altså ingen provenymaksimerende avgiftsandel ifølge modellen.

Ser vi på den direkte Cournotelastisiteten til gruppen mat og drikke i tabell 1.1 ser vi at den er relativt lav, noe som skyldes at disse godene bærer preg av å være nødvendighetsgoder med få substitutter. Den direkte Cournotelastisiteten til mat og drikke uten alkohol registrert i Norge blir ikke vesentlig forskjellig på grunn av at grensehandelsandelen her er relativt lav. Dette trekker i retning av at den delprovenymaksimerende avgiftsandelen ikke eksisterer i dette tilfelle, siden en økning i pris i liten grad reduserer etterspørselen etter denne godegruppen. Dette medfører også at totalprovenykurven ikke har noen maksimerende avgiftsandel.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

1.9 Virkninger på proveny og grensehandel av samtidige endringer i priser på mange varer i våre naboland

Figur 1.13 viser hvordan den totale grensehandelen med matvarer, drikkevarer og tobakk øker når prisene i utlandet synker på disse varene, for eksempel forårsaket av endret valutakurs. Videre viser figuren at smuglingen går noe ned. Figur 1.14 viser også hvordan det samlede proveny av indirekte skatter i Norge reduseres når de samme prisene i utlandet reduseres.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

Kilde: Statistisk sentralbyrå, KONSUM-G-mars2003.

1.10 Muligheter for å forbedre beregningsapparatet

Simuleringsmodellen (KONSUM-G) som vi har benyttet er utviklet i Statistisk sentralbyrå etter initiativ fra grensehandelsutvalget. Det har gjort det mulig å analysere problemstillingene i mandatet med konkrete beregninger. Modellen kan benyttes til å anslå effekter av til dels dramatiske endringer i avgifter i Norge og priser i utlandet. Resultatene må tolkes med forsiktighet. Ingen av resultatene virker åpenbart urimelige. Det er mange muligheter for å forbedre og videreutvikle simuleringsmodellen. Noen forslag i denne sammenheng følger nedenfor:

(1) Modellen kan produsere svært mange ulike prediksjoner som bør testes ut mot flest mulige tilgjengelige data og økonometriske analyser, herunder nye data etter hvert som de vil bli samlet inn. Videre bør modellen rekalibreres, og/eller videreutvikles, hvis modellens prediksjoner ikke stemmer overens med data en har tillit til. Spesielt kan bemerkes at Grensehandelsutvalget mottok fra ulike interesseorganisasjoner omfattende datamateriale som fortjener langt mer nitid gjennomgang, med testing mot og anvendelse i modellen, enn det ble tid til innen den korte tidsfristen som Grensehandelsutvalget hadde for sitt arbeid.

(2) Modellen måler konsumet av brennevin, vin og øl i utgift til faste priser. Dette er fornuftig fordi det er essensielt at modellen beskriver hvordan konsumentene anvender total forbruksutgift på ulike varer, og at konsumentenes budsjettbetingelse gjelder i alle sammenhenger. Men konsumet av alkoholholdige varer bør også kunne måles i ren alkohol, fordi en da lettere kan analysere alkoholpolitiske problemstillinger og bedre utnytte data og empiriske resultater fra den omfattende nasjonale og internasjonale forskningen om alkoholetterspørsel. Det kan bemerkes at pris- og inntektselastisiteter for grupper av alkoholholdige varer kan være klart forskjellige om en måler konsumet i ren alkohol eller i utgift til faste priser, jf. f.eks. Aasness (1990, Essay 2). For eksempel øker utgiftene til vin prosentvis mer enn mengden av vin når inntektene stiger, fordi forbruket vris i retning av dyrere vinmerker. Det er da en stor fordel å utnytte et datamateriale hvor en har forbrukstall for alkoholvarer målt både i mengder og utgifter, og det finnes i Statistisk sentralbyrås forbruksundersøkelser fra og med 1975.

(3) En fordel ved modellen er at en kan analysere grensehandel med mange forskjellige godegrupper innenfor en konsistent helhetlig ramme. En har imidlertid ikke på en tilfredsstillende måte fått modellert stordriftsfordelene ved grensehandel i form av felles reisekostnader og tidsbruk.

(4) Det er muligheter for å innføre grensehandel med andre goder enn de som er inkludert så langt.

(5) Det er stor forskjell i omfanget av grensehandelen med ulike matvarer, og det er i prinsippet mulig å innføre en langt mer detaljert matvaregruppering.

(6) For at modellen på sikt skal kunne tas i bruk i Finansdepartementets løpende arbeid er det en stor fordel å lage en forenklet regnearkversjon av modellen, og få knyttet denne godt til Finansdepartementets øvrige beregningsapparat og rutiner. Videre er det viktig å få utviklet retningslinjer for bruken av modellen, slik at en i det løpende arbeid kan begrense seg til å svare på spørsmål hvor modellen er forholdsvis godt uttestet.

1.11 Referanser

• Amundsen, A. (1963): Konsumelastisiteter og konsumprognoser bygd på nasjonalregnskapet, Artikler 7, Statistisk sentralbyrå.

• Bjerkholt, O. og S. Longva (1980): MODIS IV - A model for economic analysis and national planning, Oslo: Statistisk sentralbyrå.

• Crawford, I. og S. Tanner (1995): Bringing it all back home: Alcohol taxation and cross-border shopping, Fiscal Studies16,94-114.

• Deaton, A. og J. Muellbauer (1980): Economics and consumer behavior, Cambridge: Cambridge University Press.

• Dupuit, J (1844): "On the measurement of the utility of public works" i K.J Arrow and T. Scitovsky (red.): Readings in welfare economics (1969), London: Allen and Unwin.

• Frisch, R (1959): A complete scheme for computing all direct and cross demand elasticities in a model with many sectors, Econometrica 27, 177-96.

• Fullerton, D (1982): On the possibility of an inverse relationship between tax rates and government revenues, Journal of Public Economics 19, 3-22.

• Indahl, B., D. E. Sommervoll og J. Aasness (2001): Virkninger på forbruksmønster, levestandard og klimagassutslipp av endringer i konsumentpriser, Notater 2001/20, Statistisk sentralbyrå.

• Johansen, L. (1960): A multi-sectoral study of economic growth, Amsterdam: North-Holland publishing company. (Second enlarged edition 1974).

• Rødseth, A. (1997): Konsumentteori, Oslo: Universitetsforlaget.

• 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.

• Schroyen, F. og Aasness, J. (2002): Indirect tax reform analysis for Norway, kapittel 3 i Norges forskningsråd (red.): Skatteforum 2002, Rapport 68 i serien Forskning om skatteøkonomi. Oslo: Norges forskningsråd.

• Sommervoll, D.E. og J. Aasness (2001): Klimagassutslipp, konsumentpriser og levestandard, Økonomiske analyser 3/2001, 27-35.

• Smith, Adam (1776): The Wealth of nations, London: J.M. Dent & Sons Ltd (reprinted 1975).

• Wangen, K. R., og Aasness, J. (2002): "Demand for manufactured and hand rolled cigarettes - a time series analysis of cross section elasticities" i K. R. Wangen, Patterns in household tobacco consumption, Dissertation for the dr. polit. degreee, Department of Economics, University of Oslo, 1-32.

• Wold, I. S. (1998): Modellering av husholdningenes transportkonsum for en analyse av grønne skatter , Notater 98/98, Statistisk sentralbyrå.

• Aasness, J. (1990): Consumer econometrics and Engel functions, Økonomiske doktoravhandlinger nr. 8, Sosialøkonomisk instititutt, Universitetet i Oslo.

• Aasness, J. og L. Belsby (1997): Estimation of time series of latent variables in an accounting system - Petrol consumption in Norwegian households 1973-1995, Discussion Paper 203, Statistics Norway.

• Aasness, J., A. Benedictow og M.F. Hussein (2002): Distributional efficiency of direct and indirect taxes, Rapport 69 i serien Forskning om skatteøkonomi. Oslo: Norges forskningsråd.

• Aasness, J., E. Biørn og T. Skjerpen (1993): Engel functions, panel data, and latent variables, Econometrica61, 1395-1422.

• Aasness, J, T. Bye og H. T. Mysen (1996): Welfare effects of emission taxes in Norway, Energy Economics18, 335-346.

• Aasness, J., E. Eide og T. Skjerpen (1994): "Criminometric analyses using equilibrium models, latent variables and panel data" i Eide, E. in colloboration with J. Aasness and T. Skjerpen, Economics of crime - Deterence and the rational offender, Contributions to Economic analysis 227, North-Holland, 187-243, 263-332.

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

• Aasness, J. and E. Røed Larsen (2003): Distributional effects of environmental taxes on transportation, Journal of Consumer Policy, 26(3).