Påvirket Science -saken etterspørselen etter fersk laks i EU

Transkript

1 Påvrket Scence -saken etterspørselen etter fersk laks EU av Anders Wesener Mastergradsoppgave Samfunnsøkonom (30 stp) Insttutt for økonom Norges Fskerhøgskole Unverstetet Tromsø Desember 2006

2 Innholdsfortegnelse 1. Innlednng Bakgrunn om Scence saken Teor... 7 LA/AIDS modellen... 7 Elaststeter... 9 Informason Data og den økonometrske modellen Den økonometrske modellen Meda elaststeter Resultater Prseffekter Inntektseffekter Medeeffekter Konkluson Referanser Tabeller Tabell 4.1: Gennomsnttlge prser, kvantum og budsettandeler Tabell 4.2: Overskt antall artkler vedrørende PCB laks Tabell 4.3: Defnsoner av varabler tabell Tabell 5.1: Durbn-Watson d statstkk ved lneær estmerng av LA/AIDS modellen Tabell 5.2: Durbn-Watson d statstkk ved kke-lneær estmerng av LA/AIDS modellen Tabell 5.3: Lkelhood Rato test for homogentet og symmetr på prser Tabell 5.4: Parameterestmatene for LA/AIDS modellen Tabell 5.5: Prs-, nntekts- og medeelaststeter Fgurer Fgur 4.1: Markedsandeler for fersk laks peroden Fgur 4.2 Markedsandeler for fersk laks fra Chle/Canada 15 Fgur 4.3 Prser for fersk laks peroden

3 1. INNLEDNING Det amerkanske tdsskrftet Scence Magazne publserte anuar 2004 en artkkel angående forurenset laks [1]. En omfattende undersøkelse var gort for å måle graden av forurensnng fra organsk klor, og konklusonen var at speselt oppdrettslaks var helseskadelg. Oppdrettslaksen nnehold for store mengder av det kreftfremkallende stoffet PCB, og på bakgrunn av dette advarte dsse forskerne mot å spse oppdrettslaks. Undersøkelsen og metodene som ble brukt vakte mange reaksoner forsknngsmløer verden rundt, der både norske og utenlandske matmyndgheter (nklusve USA) stlte seg sterkt krtsk. The Food and Drug Admnstraton (FDA) og World Health Organzaton (WHO) avvste begge at nvået av PCB laksen som var undersøkt var for høyt. De mente dermot at det fortsatt var trygt å spse laks. Selv om varslene fra Scence artkkelen ble kraftg nedtonet fra mange hold vakte den stor oppmerksomhet meda. Laks er ansett som noe av den mest sunne sømat man kan spse. Forsknng har bevst at nnholdet av omega-3 beskytter mot herte- og karsykdommer. Påstandene om at laks var helseskadelg ble derfor et hett tema. Med så mye negatv omtale var det grunn tl bekymrng laksenærngen. Nyhetstenesten for den globale sømatnærngen IntraFsh, publserte anuar 2006 en pressemeldng der det antydes at artkkelen Scence Magazne kostet norsk laksenærng mellom 1,5 og 2 mllarder kroner [2]. Bakgrunnen var en uttalelse fra lakseanalytker Helge Moen Frst Securtes under et foredrag på laksedagene på Hell samme måned. Moen mente Scence artkkelen førte tl reduserte prser på norsk laks som gen førte tl at nærngen stod ovenfor et betydelg tap. Men hvordan påvrket egentlg artkkelen Scence Magazne laksenærngen? Førte artkkelen tl at folk endret oppfatnng om at laks var trygg mat, og dermed så seg om etter substtutter? Målet med denne oppgaven er å undersøke om den negatve omtalen meda, på bakgrunn av artkkelen Scence Magazne, reduserte etterspørselen etter fersk laks EU. Analysen vl bygge på EUs mportkvote fra Norge, Storbrtanna, Færøyene, Chle og Canada, samt en medendeks som måler antall artkler publsert med negatv omtale vedrørende gftstoffer laks peroden etter Scence saken. Det er to hovedaspekt bak denne problemstllngen. Den første er drekte knyttet tl Scence saken og hvlken sde av saken som var mest troverdg for konsumentene: Forskerne bak Scence undersøkelsen som advarte mot konsum av laks, eller 2

4 forskere og helsemyndgheter som dementerte nnholdet artkkelen og anbefalte konsum av laks? Et annet aspekt går på effekten av negatv kontra postv nformason på en generell bass. Psykologsk teor har påpekt at negatv nformason vektlegges mye større grad enn postv nformason ved evaluerng av et obekt [3]. Og emprske studer har vst at negatv publstet fra helsemyndgheter påvrker konsumenter større grad enn postv nformason fra reklame [4]. Oppgaven er delt nn seks deler. Neste del nneholder en overskt over Scence undersøkelsen, samt en utdypnng av reaksonene som kom etterkant. I tllegg blr det sett nærmere på mededeknngen av saken med fokus på hvlke nntrykk allmennheten satt gen med. Kapttel tre tar for seg teor som lgger tl grunn for analysen. I del fre blr en overskt over all data som er brukt presentert, samt spesfkasonene for den økonometrske modellen. Kapttel fem går gennom prosedyren ved estmerngen av modellen, og gr en overskt og tolknnger av resultatene. Tl slutt følger en dskuson og konkluderende bemerknnger. 3

5 2. BAKGRUNN OM SCIENCE SAKEN Den 9. Januar 2004 publserte Scence Magazne artkkelen: Global Assessment of Organc Contamnants n Farmed Salmon [1]. Forskere fra unversteter Indana, Mchgan og staten New York stod bak undersøkelsen som analyserte forurensnng fra organsk klor laks. Det ble fokusert på nvået av helsefarlge stoffer laksefett fra vll laks forhold tl oppdrettslaks, og varason på bakgrunn av geografsk belggenhet. To tonn laks ble undersøkt og fordelt på omtrent 700 fsker som gen førte tl et utvalg på 246 stkkprøver. Oppdrettslaksen var kun atlanterhavslaks og ble køpt av grossster 8 vktge lakseproduserende områder både på den nordlge og sørlge halvkule, samt fra småhandlere 16 byer Europa og Nord-Amerka (Boston, Chcago, Denver, Ednburgh, Frankfurt, London, Los Angels, New Orleans, New York, Oslo, Pars, San Francsco, Seattle, Toronto, Vancouver og Washngton DC). Som sammenlgnngsgrunnlag ble 5 typer vll laks fra stllehavet nnkøpt fra 3 ulke områder. Størst fokus meda fra den organske forurensnngen laksen fkk PCB (polyklorerte bfenyler). PCB er en gruppe syntetske klorforbndelser som er gftge, tungt nedbrytbare og oppkonsentreres nærngskeden. Dsse klorforbndelsene stammer ofte fra ndustrelle utslpp og fra 1980 ble ny bruk forbudt Norge (fra 1979 USA). Sden PCB oppkonsentreres nærngskeden er mennesker speselt utsatt. Forurensnng av vll fsk er ofte knyttet tl forurensnngen farvann de vanlgvs befnner seg. Dette er også et problem Norge og mattlsynet har et generelt kostholdsråd for fskekonsum langs hele kysten. Når det gelder forurensnngsnvået oppdrettsfsk er det ofte en sammenheng med fskeforet. Undersøkelsen Scence Magazne vste at det er betraktelg høyere nvå av PCB oppdrettslaks enn det er vll laks. Blant oppdrettslaksen ble det påvst størst forurensnng laks fra Skottland og Færøyene, mens laks fra Chle og delstaten Washngton kom best ut. Oppdrettslaks fra Europa var betydelg mer forurenset enn laksen fra både nord og sør Amerka. Og selv den mnst forurensede oppdrettslaksen var mer forurenset enn vll laks. Fsk køpt Ednburgh, London, Pars, Frankfurt og Oslo var evnt over de verste tlfellene. Mesteparten av laksen som selges Europa kommer fra europeske oppdrettsanlegg, mens laks solgt USA hovedsakelg kommer fra anlegg Chle og Canada. 4

6 For å se på den komparatve helserskoen ved å konsumere oppdrettslaks og vll laks tok forskerne bruk av EPA (Envronmental Protecton Agency fra USA) sne rammeverk. På bakgrunn av deres retnngslner anbefalte de amerkanske forskerne at man bør begrense nntaket av all slags oppdrettslaks tl 250 gram (dvs. ca. ett måltd) per måned. Oppdrettslaks som ble solgt noen av de nordamerkanske byene kunne man nyte to måltder av måneden. Med utgangspunkt dette fremhever forskerne vktgheten av å merke laks slk at konsumentene vet om det er oppdrettslaks eller vll laks som køpes, og at man får nformason om hvor laksen stammer fra. Dermed har konsumentene mulghet tl å være selektv forhold tl hvlken laks de vl spse, på bakgrunn av helsenformason slk som EPA står for. Artkkelen understreker også at fsk som kke er forurenset er sunn kost som har flere fordelaktge helsemessge effekter. Forurenset fsk kan uansett redusere slke fordeler og føre tl økende rsko for helseskadelge effekter. Artkkelen Scence magazne vakte mange reaksoner. Mange forskere mente at metodene tl de amerkanske forskerne var høyst kontroverselle. Grunnlaget for krtkken var hovedsaklg todelt; EPA sne grenser for PCB-nnhold mat ble ansett som for strenge og det var uenghet om PCB vrkelg kunne føre tl kreft hos mennesker. Statstcal Assessment Servce (STATS) ved George Mason unverstetet gorde ul 2006 en krtsk oppsummerng/undersøkelse av Scence saken [5]. Målet var å analysere faktaopplysnnger fra resultatene og undersøke hvlke sgnaler som ble sendt tl allmennheten va massemeder USA, Canada og Storbrtanna. Ifølge STATS mente både The Food and Drug Admnstraton (FDA) og World Health Organzaton (WHO) at nvået av PCB laksen som var undersøkt kke var over deres grenseverder. Begge proklamerte dermot at det var trygt å spse laks. I tllegg ble laksen fra artkkelen Scence Magazne køpt Og følge FDA ble nvå av PCB fsk redusert med 28% fra 1998 tl Forenngen for laksendustr Amerka (Salmon of the Amercas) påpekte vdere at reduksonen av PCB fsk var ytterlgere 30% sden Det andre vktge poenget krtkken mot artkkelen Scence Magazne, var uengheten om eksponerng for PCB kunne føre tl kreft hos mennesker. Ifølge STATS fnnes det klare bevs for at PCB kan forårsake kreft hos rotter. EPA sn holdnng er at hvs en substans fører tl kreft hos dyr, må denne behandles som et mulg kreftfremkallende stoff også hos mennesker. Forsknng vser at kke alle kreftfremkallende stoffer for mennesker fører tl kreft hos dyr (mus og rotter), slk heller kke stoffer som produserer kreft dyr skaper kreftsyke mennesker [6]. Ifølge STATS fnnes det kke klare bevs for at PCB skaper kreft hos mennesker. Og 5

7 uansett om EPA sne opplysnnger skulle være de rette, så vlle rskoen for kreft fra PCB være forsvnnende lten. STATS antar at selv med EPAs anbefalng om et laksekonsum på ett måltd måneden, vl rskoen for kreft løpet av en lvstd (70 år) økes med kun 1: Det var også andre poeng rundt krtkken av artkkelen Scence Magazne. Forskerne gennomførte analysene av laksen med sknnet på. Sden PCB akkumuleres fettholdg vev oppnådde forskerne derfor de høyest mulge verdene. I tllegg reduseres PCB nvået fsken med 30 tl 50 % ved kokng. I skottland kom det også reaksoner på laksen som ble køpt Avsen the Scotsman opplyste sn utgave 16. anuar 2004 at laks køpt på supermarkeder Storbrtanna kke ble merket med hvor den kom fra De amerkanske forskerne kunne derfor kke s med skkerhet hvor denne laksen stammet fra het det avsen. Med så mange nnvendnger mot troverdgheten tl artkkelen Scence Magazne; hvlket nntrykk satt allmennheten gen med? Ifølge STATS kom all nformasonen allmennheten fkk om Scence saken fra nyhetsmeder. Og mesteparten av denne vten ble publsert samme dag som artkkelen Scence Magazne. Hovedfokuset meda var naturlg nok på gftstoffer laks. Laks er for de fleste kent som en klde tl sunn kost med postve helsemessge effekter. At laksen med et så postvt rykte nneholdt store mengder gftstoffer fanget massemeda sn oppmerksomhet. Konklusonen tl STATS var at speselt avser, med noen få unntak, ga et ufullstendg blde av saken. Flertallet av avsene nkluderte kke EPA, eller sne respektve lands helsemyndgheters grenseverder for PCB-nnhold mat. Enda færre forklarte EPA sne kontroverselle metoder for å beregne kreftrskoen fra utsettelse for PCB. Avsene Storbrtanna ga et speselt msvsende blde, der mededeknngen fokuserte stor grad på den alarmerende effekten fra advarsler om helsersko ved konsum av laks. På grunn av manglende nformason mededeknngen, var det derfor vanskelg for allmennheten å danne seg et obektvt blde av Scence-saken. 6

8 3. TEORI Hovedpoenget denne analysen lgger effekten den negatve omtalen vedrørende Scence saken fkk på etterspørselen etter fersk laks EU. Den negatve omtalen vl denne oppgaven bl omtalt som negatv helsenformason, og som et eksempel på en medeeffekt. I dette kapttelet blr det sett nærmere på de teoretske verktøyene som er brukt for å analysere problemstllngen. V vl starte med en kort utlednng av etterspørselsmodellen som er valgt som utgangspunkt for analysen: Den lneære utgaven av AIDS ( alomost deal demand system ) modellen [7]. Denne modellen har bltt svært populær sden opprnnelsen 1980, og et vktg poeng er at den kan utvdes tl å nkludere kke-økonomske faktorer (for eksempel medeeffekter), tllegg tl de økonomske faktorene som prser og nntekt. Kapttelet fortsetter med en overskt over teor som omhandler konsumenters reaksoner på postv kontra negatv nformason vedrørende et produkt. LA/AIDS modellen Deaton og Muellbauer tok utgangspunkt en konsuments kostnadsmnmerngsproblem uttrykt gennom en levekostnadsfunkson der konsumentpreferansene var på formen PIGLOG. PIGLOG-spesfkasonene forutsetter levekostnadsfunksoner som er generalsert lneære der alle ndvder står overfor dentske prser, og der det totale utgftsnvået er skrevet på logartmsk form og er uavhengg av prser. På bakgrunn av dsse preferansene defnerte de en levekostnadsfunkson c(p,u) som representerte aggregerte konsumentpreferanser, slk at markedsetterspørselen kunne sees på som fremstlt av en rasonal konsument: ( ) β 0 β (1) ln c p, u = ln p + u p, der: 1 * (2) ln P = α 0 + α ln p + γ ln p ln p. 2 Denne levekostnadsfunksonen defnerer de mnmale utgftene for å oppnå et gtt nyttenvå ved gtte prser. Der p er prsen på vare, u er nytten, P er den kke-lneære prsndeksen for varene mens α, β og γ * er parametere. Fra (1) kan man så fnne etterspørselsfunksonene. Shepards lemma ser at v har, ( p u) c, p = q, der q er etterspurt kvantum for vare. Og ved å multplsere begge sder med c p, ( p u) får v: 7

9 ( p, u) c( p u) ln c =, ln p p p c = R. Der pq R = er delen av de totale utgftene som er knyttet tl vare (budsettandelen for Y vare ) og Y er de totale utgftene for alle varene. Logartmsk derverng av (1) og (2) med hensyn på p for så og substtuere nn (1) fører tl: β 1 * * (3) R = α + γ ln p + uβ β 0 p, der γ ( γ + γ ) =. 2 For en nyttemaksmerende konsument denne sammenhengen vl totale utgfter, Y, være lk kostnadene, c(p,u). På bakgrunn av dette kan v uttrykke lgnng (1) som en nvers nyttefunkson der maksmal nytte er defnert ved gtte prser og utgfter. Substtuerer så nn (3) slk at v får etterspørselsfunksonene AIDS modellen uttrykt ved budsettandeler: (4) R = + γ ln p + ln( Y ) α, der: P 0 β 1 (5) ln P = α 0 + α ln p + γ ln p ln p. 2 For at modellen skal være forenelg med etterspørselsteor er følgende restrksoner på parametrene påført: (6) α = 1, β = 0 og = 0 addng up, γ (7) = 0 homogentet på prsene, γ (8) γ = γ og der symmetr på prsene. Dsse restrksonene holder globalt og er sammen med lgnng (4) og (5) AIDS modellen sn helhet. Sden systemet er homogent av grad null på alle prser og total utgft (7), medfører det at budsettandelene forblr konstante hvs prsene og nntekt endres med samme forhold. Dette gør at den reelle køpekraften tl alle husholdnnger (konsumenter) forblr uendret ved proporsonale endrnger prser og nomnell nntekt. Ved å pålegge homogentet- og symmetrrestrksonene på modellen summeres budsettandelene opp tl 1. Og ved estmerng av AIDS modellen er det derfor nødvendg å slette en lgnng etterspørselssystemet for å unngå sngulartet varans/kovarans matrsen. 8

10 AIDS modellen er kke-lneær forhold tl parametrene. For å gøre modellen lneær og dermed lettere å estmere erstattes prsndeksen (5) med Stones prsndeks: * (9) ln P = R ln p. Modellen som bruker normalsert Stones prsndex kalles LA/AIDS (lnear approxmate AIDS) og er basert på normalserte prser, p *. Elaststeter I AIDS modellen uttrykkes nytten gennom prser og nntekt. Prselaststetene og nntektselaststeten er derfor ukompenserte, eller såkalte Marshallanske elaststeter. Dsse er enkle å utlede LA/AIDS modellen. V tar utgangspunkt defnsonen for budsettandelen for vare, R = p q Y, som kan skrves som: (10) d ln R = d ln p + d ln q d lny. Inntektselaststeten fnner v ved å dervere (10) med hensyn på lny: (11) Der, A ln R lny ln p = lny ln q lny +. lny lny ln q =, er nntektselaststeten for vare. Fra (11) får v derfor: lny R 1 A = + 1. lny R Og fra lgnng (4) har v at, β (12) A = + 1. R R lny = β, slk at nntektselaststeten for vare kan skrves som: Prselaststenene fnner v også fra med utgangspunkt lgnng (10). For å starte med kryssprselaststeten derverer v (10) med hensyn på lnp : (13) ln R ln p ln p = ln p ln q + ln p lny ln p. Der, E = ln q ln p, er kryssprselaststeten mellom vare og vare. Fra (13) får v: E R =. ln p 1 R 9

11 R Bruker lgnng (4) gen og ser at, ln p = γ β R. Kryssprselaststeten mellom vare og kan derfor skrves som: γ (14) E = β. R Samme fremgangsmåte gr oss egenprselaststeten. V derverer (10) med hensyn på lnp : (15) ln R ln p ln p = ln p ln q + ln p lny ln p. Der, E ln q =, er egenprselaststeten for vare. Fra (15) får v dermed: ln p R 1 E = 1. ln p R Og lgnng (4) gr oss, R ln p = γ β R, slk at egenprselaststeten kan skrves som: E γ = β R R 1. Dersom man ønsker å fnne de Hcks (kompenserte) elaststetene må man benytte Slutsky lgnngen: * (16) E = E + R A der E * er Hcks elaststetene. Dsse elaststetene bygger på kompenserte etterspørselsfunksoner der prser og nntekt vareres for å holde nytten konstant. For å analysere problemstllngen vl v utvde LA/AIDS modellen med eksogene varabler, som tar høyde for påvrknng fra negatve medeeffekter forbndelse med Scence saken. Den spesfkke økonometrske modellen blr presentert neste kapttel. Det teoretske grunnlaget vl mdlertd bl dskutert her. Klasssk statsk etterspørselsteor forutsetter at konsumentene har perfekt nformason, samt konstant smak og preferanser [8]. Men ofte er det slk at konsumenter kke nnebefatter perfekt nformason, noe som Scence saken er et godt eksempel på. Et annet element er at konsumenter kan endre både smak og preferanser på bakgrunn av ny og bedre nformason. Dynamske etterspørselssystemer kan dermed skapes ved at de konstante 10

12 konsumentpreferansene endres tl fordel for dynamske. Dette kan utføres ved at man tllater noen av parametrene som kennetegner konsumentpreferansene (prser og nntekt) tl å varere med eksogene varabler. Greene, Carmon og McManus [9] presenterer to eksempler på måter å utvde AIDS modellen for også å ta høyde for økonomske effekter fra reklame. En måte nkorporerer reklameutgfter de reelle utgftene AIDS modellen. Økte reklameutgfter påvrker dermed etterspørselen ndrekte gennom økte reelle utgftene markedet. En annen tlnærmng fører tl at etterspørselen også påvrkes drekte. Dette kan utføres ved å la reklameutgfter ustere prsene. Informason Det fnnes mange ulke typer nformason. Informason kan være rett, ufullstendg eller rett og slett helt fel. I denne sammenhengen skal v se på fordelaktg og ufordelaktg nformason. Konsumenter står ofte overfor både negatv og postv nformason angående et produkt, og et sentralt tema denne oppgaven omhandler hvlken type nformason som har størst påvrknngskraft på konsumentene. Knnucan, Myrland og Paudel [4, sde ] tar for seg ltteratur som dskuterer denne problemstllngen, og nkluderer elementer fra både psykologske studer og egenskapsteor 1. Psykologsk teor ser at negatv nformason veer tyngre enn postv nformason en evaluerngsprosess vedrørende et obekt [4, sde 189, 3], og refererer tl fenomenet som en negatvtetseffekt. Et eksempel på dette er fra Rchey [10], som påstår at man trenger fem enheter med postv nformason for å oppvee en enhet med negatv nformason. En begrunnelse er at negatv nformason blr sett på som mer nformatv[4]. En konsument kan dra nytte av negatv nformason for å stadfeste at et produkt er av dårlg kvaltet, mens postv eller nøytral nformason kke er lke nyttg tl et slkt formål [4, sde 189]. Mzersk gr en mer utdypet forklarng [11]. Han skller ut tre hovedgrunner for hvorfor negatv nformason har større påvrknngskraft enn postv denne sammenhengen: 1. Brukerhyppghet. 2. Tvetydghet og uskkerhet. 3. Kldens troverdghet og nnstllng. Punkt 1 bygger på at negatv nformason forekommer relatvt seldent markedet og derfor bestter et overraskelseselement [4, sde 189]. Tl sammenlgnng forekommer postv nformason ofte markedet va reklame. Dette gør at negatv nformason blr lagt merke tl 1 Engelsk attrbuton theory 11

13 større grad. Det andre punktet går på at negatv nformason er mndre tvetydg, og dermed er knyttet tl mndre uskkerhet. Knnucan, Myrland og Paudel påpeker mdlertd at begge dsse forklarngene har begrenset emprsk støtte. Det trede punktet kommer fra egenskapsteor og er knyttet tl den underlggende årsaken bak offentlggørng av ny nformason. Indvder forholder seg tl ny nformason på bakgrunn av deres oppfatnng av den underlggende grunnen, tl at nformasonen ble synlggort. Med andre ord på bakgrunn av kldens troverdghet og ntenson med nformasonen. Hvs nformasonsklden har speselle nteresser for egen vnnng (for eksempel økonomske fordeler) med å spre nformasonen, svekker det nformasonens troverdghet. Flere emprske økonomske analyser er gort som støtter teoren om negatvtetseffekten. Knnucan, Myrland og Paudel [4] undersøkte påvrknngen negatv helsenformason for køttprodukter hadde for amerkanske konsumenter. Konklusonen var at for speselt storfekøtt hadde helsenformason en mye større negatv effekt på etterspørselen enn postve effekter fra reklame. En bakgrunn for dette er at publstet gennom helsemyndgheter og meda er regnet som relatvt troverdge klder [4, sde 189]. 12

14 4. DATA OG DEN ØKONOMETRISKE MODELLEN Månedlg handelsdata fra anuar 1996 tl og med desember 2005 er brukt for å estmere modellen. All data om eksport av fersk laks fra Norge, Storbrtanna, Færøyene, Chle og Canada er hentet fra eksportutvalget for fsk (EFF). Data for lakseeksport fra Norge, Storbrtanna, Færøyene og Chle er representert gennom hele tdsntervallet. Datasettene nneholder mdlertd kun opplysnnger om canadsk eksport fra anuar I tllegg eksporterte Canada lte fersk laks tl EU denne peroden slk at datasettene for det meste består av nullobservasoner. Selv om tall for lakseeksport fra Chle dekker hele det aktuelle tdsntervallet er mengdene relatvt beskedne, og også ofte lk null. På bakgrunn av dette ble fersk laks mportert av EU fra Chle og Canada aggregert tl en gruppe og blr heretter sett på som en enhet. Informasonen fra EFF nneholder kvantumsvarabler oppgtt tonn og verden av dette gtt 1000 norske kroner. Unntaket var verden av laks fra Chle og Canada som var oppgtt amerkanske dollar. Valutakurser fra den norske bank ble brukt for å regne om dsse størrelsene tl norske kroner. Deretter ble prsvarablene laget Excel ved å dvdere verdvarablene med kvantumsvarablene. Tabell 4.1 gr en overskt over gennomsnttsprs, - kvantum og -markedsandel for eksport av fersk laks fra Norge, Storbrtanna, Færøyene og Chle/Canada fra anuar 1996 tl og med desember Tabell 4.1: Gennomsnttlge prser, kvantum ogmarkedsandeler. Gennomsnttlg Gennomsnttlg prs (norske kr./kg) kvantum (avrundet tl nærmeste Gennomsnttlg markedsandel tonn) Norge Storbrtanna Færøyene Chle/Canada

15 Gennomsnttsprsene lgger fra nærmere 22 kr/kg tl overkant av 27 kr/kg, der Færøyene eksporterer den rmelgste laksen og Chle/Canada den dyreste. Norge står for over 80 % av dette markedet som nkluderer Storbrtanna, Færøyene og Chle/Canada for eksport av fersk laks tl EU. Det europeske bdraget står for over 99 % av laksen EU mporterer denne sammenhengen, noe som gør det amerkanske bdraget nesten ubetydelg. Fgur 4.1: Markedsandeler for fersk laks peroden Budsettandel Måned R1 R2 R3 R4 Fgur 4.1 llustrerer markedsandelene tl Norge (R1), Storbrtanna (R2) og Færøyene (R3) for eksport tl EU peroden anuar 1996 tl og med desember Fra fgur 4.1 ser man at markedsandelene for eksport av fersk laks tl EU holder seg relatvt konstant. Markedsandelene for laks fra Storbrtanna og Færøyene står for gennomsntt 13 % og 6 % peroden 1996 tl 2005 (tabell 4.1), og kun ved korte tdsntervall er det et større marked for fersk laks fra Færøyene EU. Markedsandelen for Chle/Canada er veldg lav gennomsntt (0.05 %) og gr nesten ngen utslag fgur 4.1. Fgur 4.2 llustrerer kun markedsandelen for Chle/Canada, slk at varasonen over td blr tydelgere. 14

16 Fgur 4.2: Markedsandeler kun for Chle/Canada ,004 0,0035 0,003 Markedsandel 0,0025 0,002 0,0015 0,001 R4 0, Måned Fgur 4.1 llustrerer markedsandelen tl Chle/Canada for eksport tl EU peroden anuar 1996 tl og med desember Fgur 4.3: Prser på fersk laks peroden Prs P1 P2 P3 P Måned Fgur 4.3 llustrerer prsnvået målt norske kroner pr. klo for Norge (p1), Storbrtanna (p2), Færøyene (p3) og Chle/Canada (p4) ved eksport tl EU peroden anuar 1996 tl og med desember

17 Fgur 4.3 llustrerer varasonen prsnvået. V ser at prsen for laks fra Norge, Storbrtanna og Færøyene følger et lgnende mønster, mens prsen på laks fra de amerkanske bdragene er mer uevn. Sden LA/AIDS-modellen tar logartmen på alle prser kan kke det endelge datasettet nneholde prser lk null. En måte å korrgere dette på er å erstatte alle nullobservasonene prsvarablene med gennomsnttsprsen tdsntervallet for det aktuelle landet. Dette vl kke påvrke resultatet ved estmerngen av modellen da alle elaststeter blr beregnet fra gennomsnttsprser. Informasonen angående Scence saken og data fra artkler som ble skrevet drekte eller ndrekte på bakgrunn av denne saken, er fått av professor Cathy A. Rohem ved unverstetet på Rhode Island. Dsse dataene stammer utelukkende fra avsartkler USA og er hentet fra databasen Nexus-Lexus. Tall for europeske avsartkler var kke tlgengelge. De amerkanske dataene vl derfor funke som en proxy for europeske avsartkler vedrørende Scence saken denne analysen. Tabell 4.2 nedenfor gr en overskt over dette datasettet, mens tabell 4.3 vser defnsonene av varablene tabell

18 Tabell 4.2: Overskt antall artkler vedrørende PCB laks. A an A aug A &a Sum A 1 A 2 A 3 A 4 A 5 Sum Sum Sum (Scence) (PCB) (ustert) totalt Ved g.sntt Jan Feb Mar Apr Ma Jub Jul Aug Sep Okt Nov Des Jan Feb Mar Apr Ma Jub Jul Aug Sep Okt Nov Des Sum

19 Tabell 4.3: Defnsoner av varabler tabell 4.2. A an Antall artkler som angkk Scence artkkelen anuer 2004 A aug Antall artkler som angkk Envronmental toxc artkkelen august 2004 A &a Antall artkler som angkk både artklene anuar og august 2004 A 1 A 2 A 3 A 4 A 5 Antall artkler som fokuserte på PCBer laks utenom Scence artkkelen Antall artkler som stor grad nevnte PCBer laks, men kke som hovedfokus Antall artkler som dskuterte forurensnng av fsk fra PCBer Antall artkler som delvs nevnte PCBer laks Antall artkler som lten grad nevnte PCBer laks Sum (ustert) Totalt antall artkler som er ustert ved ved gennomsntt Tabell 4.2 er gengtt nesten helt dentsk med datasettet som ble mottatt fra professor Rohem og varablene tabell 4.3 er en drekte oversettelse fra hennes defnsoner. Som man ser har Rohem samlet en overskt over artkler fra meda som angkk Scence-saken, eller på en drekte eller ndrekte måte fokuserte på gftstoffer laks (PCB) peroden etter omtalte sak. Varablene A 1 -A 5 står for artkler som med varerende grad handlet om PCBer laks. I tabell 4.2 har Rohem valgt å gradere vktgheten av dsse artklene forhold tl Scence saken og forhold tl fokuserngen rundt PCBer laks. Fra tabell 4.2 ser man at artklene A 1 -A 5 er bltt skalert gennom å multplsere mndre vktge artkler med tall fra 0.4 tl 0.9, der de som ble multplsert med 0.4 ble ansett som mnst aktuell. Jeg har valgt å bruke samme system som professor Rohem på bakgrunn av hennes erfarng på området. I det fullstendge datasettet som ble brukt denne analysen, ble aspektet med avsartklene derfor nkorporert va kolonnen kalt Sum totalt tabell 4.2. Denne varabelen ble kalt MI (meda ndeks) datasettet, og nneholder kun nullobservasoner fra anuar 1996 tl og med desember På grunn av alle null observasonene oppstod det et problem sden LA/AIDS modellen tar logartmen på varablene. Dette ble løst ved å tlføye en ny varabel tl datasettet Excel kalt lnmi. Denne varabelen tar logartmen på MIvarabelen for alle observasoner der den naturlge logartmen er defnert (dvs. for alle observasoner < 0), og setter 0 ellers. 18

20 Den økonometrske modellen For å undersøke påvrknngen fra den negatve helsenformasonen på etterspørselen etter fersk laks EU fra vktge lakseeksporterende land, ble LA/AIDS modellen utvdet med to eksogene varabler. Og for å fange dynamkken varasonen av de avhengge varablene over td ble det tllegg tlføyd tre trendledd. Med de nye spesfkasonene ser dermed modellen slk ut: (17) 4 Yt Rt = α + γ ln p t + β ln DMIt MI P + θ + δ ln = 1 t 2πt 2πt 2πt + T1 sn + T2 sn + T3 cos + ut t (18) Der ln P = R p. t 4 = 1 t t R står for budsettandelen perode t for vare ; der =1,2,3,4 står for fersk laks fra henholdsvs Norge, Storbrtanna, Færøyene og Chle/Canada; og u t er et tlfeldg restledd. Etterspørselssystemet består derfor av fre lgnnger. Varablene DMI t og MI t er bdragene tl modellen som er knyttet tl den negatve helsenformasonen. DMI t er en dummyvarabel som tar verden 1 hvs en avsartkkel med negatv omtale ble publsert den aktuelle måneden, og 0 ellers. MI t er en varabel som ser på effekten antallet artkler som ble publsert, har på 2π t 2πt etterspørselen etter fersk laks EU. Varablene sn, sn og πt cos er 6 trendvarabler som skal fange opp utvklngen av den avhengge varabelen peroden 1996 tl Denne utvdede versonen av LA/AIDS modellen tlfredsstller symmetr- og homogentetsrestrksonene [9]. For at de tradsonelle addng up restrksonene fortsatt skal gelde pålegges også følgende restrksoner: (19) θ = 0 og = 0 Basmann. δ Varablene som går på medeeffekten påvrker etterspørselen drekte, og kke gennom prser og nntekt. Basmannrestrksonene[12] lgnng (19) komplementerer derfor kun addng up betngelsen som går på konstantleddet. De ulke parametrene som skal estmeres er: α som er konstantleddet for lgnng ; γ som representerer endrngen land sn budsettandel med hensyn på prsen på produkt gtt at alle andre varabler er holdt konstant; β representerer endrngen land sn budsettandel med hensyn på de reelle ugftene for fersk laks (Y/P), alle 19

21 andre varabler holdt konstant; θ representerer forskellen land sn budsettandel med og uten negatv omtale meda, alle andre varabler holdt konstant; og δ som representerer endrngen land sn budsettandel med hensyn på antall artkler publsert angående gftstoffer laks, alle andre varabler holdt konstant. I tllegg kommer trendvarablene. Medeelaststeter Fremgangsmåten for å fnne den ukompenserte medeelaststeten med hensyn på medevarabelen, MI er analog tl metodene for prs- og nntektselaststetene. Derverer derfor (10) med hensyn på dlnmi : (20) ln R ln MI ln p = ln MI ln q + ln MI lny ln MI Der M ln q = er medeelaststeten for vare. Lgnng (20) gr oss: lnδ M R = ln MI 1 R Og fra (4) har v at, R ln MI = δ, slk at: (21) M = δ R Lgnng (21) vser medeelaststeten for vare, dvs. den prosentvse endrngen for EUs etterspurte kvantum av fersk laks fra land ved en prosent endrng antall avsartkler vedrørende PCB laks. 20

22 5. RESULTATER Modellen ble estmert ved lneær regreson programvaren SHAZAM. Dette ble gort med SURE (seemngly unrelated regresson) metoden [14]. En lgnng (lgnng 4 som omhandler fersk laks fra Chle/Canada) ble slettet for å unngå sngulartet varans/kovarans matrsen. Addng up - og Basmannrestrksonene ble brukt for å fnne koeffsentene fra lgnngen som ble fernet fra systemet. Durbn-Watson testen ble tatt bruk for å teste modellen for førsteordens autokorrelason restleddene. Durbn-Watson statstkken d blr kalkulert drekte SHAZAM under SYSTEM kommandoen ved å velge spesfkasonen RSTAT. Tabell 5.1: Durbn-Watson d statstkk ved lneær estmerng av LA/AIDS modellen. Antall observasoner Antall forklarende varabler Durbn- Watson d statstkk Nedre grense d L Ved 100 obs. Øvre grense Lgnng Lgnng Lgnng d U Verdene av d statstkken er under verden av den lavere fordelnga av d statstkken, d L, for lgnng 1, 2 og 3 ved et 5 % sgnfkansnvå. Det betyr at det er ndkason for postv førsteordens autokorrelason restleddene de tre lgnngene. For å korrgere for autokorrelason ble modellen estmert ved kke-lneær regreson. Dette ble gort SHAZAM under kommandoen NL. Hver lgnng modellen ble beskrevet under kommandoen EQ, der startverdene for koeffsentene ble hentet fra den lneære regresonsanalysen utført tdlgere. Den kke-lneære modellen SHAZAM tllater kke testng av parameterrestrksoner. Restrksonene kan dermot nkorporeres drekte nn EQ kommandoen. For å tlføye homogentetsrestrksoner på prsene ble dette gort ved å erstatte prsen på produkt nr. 4 (fersk laks fra Chle/Canada) (17), med prser for de resterende produktene henhold tl (8). Symmetrrestrksonene ble pålagt ved å erstatte eksempelvs 21

23 prsen på produkt 2 lgnng 1 med prsen på produkt 1 lgnng 2 (17). Sden modellen estmeres med kun tre lgnnger ble dsse restrksonene kun nnført på lgnng 1-3 etterspørselssystemet. Tabell 5.2: Durbn-Watson d statstkk ved kke-lneær estmerng av LA/AIDS modellen. Øvre grense Lgnng Lgnng Lgnng d U Tabellen ndkerer ngen førsteordens autokorrelason restleddene lgnng 1 og 2. For lgnng 3 gr testen dermot ngen ndkason som verken bekrefter eller avkrefter førsteordens autokorrelason restleddene. Lkelhood Rato testen ble anvendt for å teste om homogentets- og symmetrrestrksonene på prsene var kompatble med dataene. Igen ble restrksonene testet som om at det var et system med tre lgnnger. Antall observasoner Antall forklarende varabler Durbn- Watson d statstkk Nedre grense d L Ved 100 obs. Tabell 5.3: Lkelhood Rato test for homogentet og symmetr på prser. Restrksoner Frhetsgrader Lambda λ=2(ullf- RLLF) Krtsk x 2 ved 5% sgnfkansnvå Homogentet Symmetr Homogenet og Symmetr Nullhypotesen ser at en modell med restrksoner vl beskrve dataene best. Tabell 5.3 ndkerer at homogentet og symmetr restrksonene hver for seg forkastet nullhypotesen. Når modellen er påført både symmetr og homogentetsrestrksonene kan kke nullhypotesen 22

24 forkastes ved et 5 % sgnfkansnvå, slk at modellen vl være samsvar med etterspørselsteor. 23

25 Tabell 5.4: Parameterestmatene for LA/AIDS modellen. Norge (=1) Storbrtanna (=2) Færøyene (=3) Chle/Canada (=4) Konstantledd α (0.202) (0.404) (0.215) (0.008) γ (0.065) (0.044) (0.035) (0.001) Prser γ (0.044) (0.037) (0.022) (0.002) γ (0.035) (0.022) (0.028) (0.002) γ (0.001) (0.002) (0.002) (0.000) Inntekt β (0.016) (0.031) (0.016) (0.001) Dummy θ (0.013) (0.013) (0.009) (0.000) Meda Φ (0.007) (0.005) (0.006) (0.000) Trend varabler T (0.007) (0.005) (0.006) (0.000) T (0.006) (0.007) (0.003) (0.000) T (0.005) (0.004) (0.003) (0.000) R * Tallene parentes er standard fel Verdene for R 2 lgger mellom 0.47 for fersk laks fra Norge og 0.37 for fersk laks fra Storbrtanna. Dette antyder at modellen relatvt lten grad klarer å forklare endrnger de avhengge varablene på bakgrunn av de uavhengge. 24

26 Tabell 5.5: Prs-, nntekts- og medeelaststeter. Kvantum Prser Inntekt Meda Norge Storbrtanna Færøyene Chle/Canada Marshall Norge (0.000) (0.001) (0.003) (0.301) (0.000) (0.546) Storbrtanna (0.001) (0.000) (0.014) (0.960) (0.000) (0.664) Færøyene (0.061) (0.009) (0.000) (0.686) (0.000) (0.732) Chle/Canada (0.369) (0.944) (0.689) (0.003) (0.174) (0.216) Hcks Norge Storbrtanna Færøyene Chle/Canada * Tallene parentes er p-verder Prseffekter Alle de ukompenserte egenprselaststetene er statstsk sgnfkante ved et 5 % sgnfkansnvå. Og elaststetene for fersk laks fra Norge (-1.2), Storbrtanna (-1.7), Færøyene (-1.9) og Chle/Canada (-1.8) er som antatt negatve, og elastske. Fersk laks fra Norge er mnst elastsk. Dette kan sees sammenheng med markedsandelen for den norske laksen som står for gennomsntt nesten 81 % (tabell 4.1) av EU sn mport fra dsse landene peroden 1996 tl Den norske laksen er lte følsom for prsendrnger på laks fra Storbrtanna (0.2) og Færøyene (0.1). Tl sammenlgnng øker etterspørselen etter laks fra Storbrtanna med 0.9 % som følge av en prsøknng på norsk laks på 1 %. Igen fnnes 25

27 forklarngen den suverene markedsandel for norsk laks. Prsendrnger på norsk laks er derfor mer synlg enn prsendrnger på laks fra de andre landene, og konsumentene ser seg om etter alternatver større grad. Kryssprselaststetene mellom Norge og Storbrtanna, og mellom Norge og Færøyene er alle postve og ndkerer at produktene er substtutter. Dette er kke overraskende da alle produktene er fersk laks av samme type (atlanterhavslaks), og den eneste forskellen er landet laksen opprnnelg stammer fra. Kryssprselaststetene mellom Storbrtanna og Færøyene er derfor verdt å legge merke tl. Etterspørselen etter fersk laks fra Storbrtanna reduseres (-0.4) som følge av en prsøknng på laks fra Færøyene. Tlsvarende effekt er det for laks fra Færøyene bare større grad (-1.0). Prselaststetene ndkerer derfor at fersk laks fra Storbrtanna og Færøyene er komplementære varer. Ingen av kryssprselaststetene som nkluderer Chle/Canada er statstsk sgnfkante. Dette kan sees sammenheng med at fersk laks fra Chle/Canada kun står for 0.05 % av EUs gennomsnttlge etterspørsel fra landene denne analysen (tabell 4.1 og 4.3). Inntektseffekter Inntektselaststetene er omtrent som forventet og effektene for Norge, Storbrtanna og Færøyene er statstsk sgnfkante. Norsk laks er mnst følsom for nntektsendrnger EU, og den estmerte verden (0.9) ndkerer at fersk laks fra Norge er et normalt gode denne sammenhengen. Elaststetene for Storbrtanna (1.2) og Færøyene ndkerer at produktene fra dsse landene er luksusvarer EU. Alle dsse produktene skal mdlertd være tlnærmet dentske. Den store forskellen markedsandeler kan gen bdra som en forklarng. Det er mulg at fersk laks fra Storbrtanna og Færøyene, med markedsandeler gennomsntt fra 1996 tl 2005 på henholdsvs 13 og 6 % (tabell 4.1), blr sett på som mer eksklusv enn den norske laksen som er betydelg mer proflert EU. Medeeffekter Hovedfokuset denne analysen går på medeeffektene, og hvorvdt den negatve helsenformasonen på bakgrunn av Scence artkkelen reduserte etterspørselen etter fersk laks EU. To varabler er nkorporert LA/AIDS modellen for å estmere denne effekten. En varabel som skal undersøke om antall artkler publsert angående PCB laks peroden etter 26

28 Scence artkkelen, påvrket etterspørselen EU. Og en varabel som skal se om eksstensen av slke artkler hadde en effekt på etterspørselen etter fersk laks. Ingen av medeelaststetene (tabell 5.5) er statstsk sgnfkante ved et 5 % sgnfkansnvå. Dette ndkerer at det på et statstsk grunnlag kke kan fastslås at antall artkler påvrket etterspørselen etter fersk laks EU. Heller ngen av dummyvarablene vste seg å være sgnfkante (se tabell 5.4). På bakgrunn av spesfkasonene denne analysen kan man derfor kke på statstsk grunnlag konkludere med at Scence saken har hatt noen nnvrknng på etterspørselen etter fersk laks EU. 27

29 6. KONKLUSJON Hovedpoenget denne analysen var å undersøke om den negatve helsenformasonen på bakgrunn av Scence artkkelen, reduserte etterspørselen etter fersk laks EU. I denne sammenhengen er det to forhold som gør seg geldende. Det første går på Scence artkkelens troverdghet. Forskerne bak artkkelen anbefalte konsumenter å redusere lakseforbruket på grunn av helsersko, mens andre forskere og helsemyndgheter, som FDA og WHO, dementerte nnholdet artkkelen og fortsatt anså laks som sunn kost. Hvem kunne allmennheten stole på? Mesteparten av nformasonen om gftstoffer laks etterkant av Scence artkkelen ble presentert va nyhetsmeder, og denne nformasonen ga lte bakgrunnsnformason om ulke metoder for vurderng av helsersko, og forskellge toleransegrenser for PCB-nnhold mat. Mededeknngen fokuserte større grad på den alarmerende nyheten; nemlg at laks nneholdt gftstoffer og var kreftfremkallende. Et annet vktg poeng denne oppgaven er at konsumenter reagerer ulkt på forskellge typer nformason, der kldens troverdghet og skllet mellom postv og negatv nformason er vktge element. Psykologsk ltteratur vser tl forsknng som antyder at det trengs fem enheter med postv nformason for å nøytralsere en enhet med negatv nformason [4, sde 199]. Flere emprske studer ulke matmarkeder har vst at negatv helsenformason har langt større nnvrknng på konsumenter enn reklame [4,8]. Holland og Wessell [15] gorde en undersøkelse på konsumpreferansene for fersk laks, der de fokuserte på tre produktegenskaper: Inspeksoner fra helsetlsyn som bekreftet produktskkerhet og kvaltet; produksonsmetoder som kunne påvrke konsumenters oppfattelse av produktkvaltet; og prs. De sterkeste og mest entydge resultatene gkk på nspeksoner fra helsemyndgheter. At laksen var undersøkt og godkent av helsemyndgheter domnerte de andre valgmulghetene, selv om laks tl rmelgere prser var tlgengelg. Selv om mededeknngen ga et ufullstendg blde av Scence saken var det et forhold som konsumentene kke kunne msforstå: Ekspertene, som forskere og helsemyndgheter, var fundamentalt uenge om hvorvdt konsum av laks utgorde en helsersko eller kke. Slk som antydet tdlgere er nformasonsklder som helsemyndgheter og nyhetsmeder ansett som relatvt troverdge klder. I dagens samfunn er det knyttet stor tltro blant allmennheten tl spesalster ulke fagområder. At helsemyndgheter og forskere hadde et så splttet syn Scence saken sørget bare for å skape forvrrng og uskkerhet. Hvem kunne allmennheten 28

30 stole på? I kernen av saken står FDA og EPA som opererte med ulke toleransegrenser for PCB-nnhold mat, samt ulke metoder for å kalkulere helsersko ved eksponerng for PCB. Flere slke saker fremtden vl kunne svekke troverdgheten tl slke helsemyndgheter, og forskere som de som stod bak artkkelen Scence Magazne. De emprske resultatene fra denne analysen vser mdlertd ngen ndkason på at den negatve helsenformasonen fra Scence saken, påvrket etterspørselen etter fersk laks EU. Analysen kan derfor kke konkludere med at den norske laksenærngen tapte 1.5 tl 2 mllarder kroner på Scence saken. Fra fgur 4.3 og data for prser på fersk laks fra Norge, er det heller kke mulg å fastsette at prsen ble redusert peroden etter anuar 2004 slk at den norske laksenærngen skulle tape mllardbeløp. Ved tolknng av de estmerte resultatene må det mdlertd tas betraktnng at data for medevarablene er hentet fra amerkanske avser, og derfor fungerer som en proxy for manglende medevarabler fra EU. 29

31 REFERANSER 1. Global Assessment of Organc Contamnants n Farmed Salmon. Ronald A. Htes, Jeffery A. Foran, Davd O. Carpenter, M. Coreen Hamlton, Barbara A. Knuth, Steven J. Schwager. Scence Magazne 303 (2004): Scence-artkkel kostet oppdretterne 2 mllarder ( (2006) 3. Attenton and Weght n Person percepton: The Impact of Negatve and Extreme Behavour. S.T. Fske. Journal of Personalty and Socal Psychology 38 (1980): Relatve Impact of Health Informaton and Advertsng on Commodty Markets: US Meats. H.W. Knnucan, Ø. Myrland og L. Paudel. Health, Nutrton and Food Demand (2003): Toxc Reportng: PCBs n Salmon. ( (2006). Statstcal Assessment Servce (STATS) ved George Mason unverstetet 6. Hugh La Folette og Nall Shanks Brute Scence: Dlemmas of Anmal Expermentaton. Routeledge (1996) 7. An Almost Ideal Demand System. Angus Deaton, John Muellbauer. The Amercan Economc Revew 70 (1980): Advertsng, Informaton and Product Qualty: The Case of Butter. H. S. Chang, H. Knnucan. Amercan Journal of Agrculture Economcs 73 (1991): Some Emprcal Methods of Estmatng Advertsng Effects n Demand Systems: An Applcaton to Dred Fruts. R. D. Green, H. F. Carman og K. McManus. Western Journal of Agrculture Economcs 16 (1991): Relatve Influence of Postve and Negatve Informaton n Impresson Formaton and Persstence. M.H. Rchey, L. McClelland og A. Shmkunas. Journal of Personalty and Socal Psychology 6 (1967): An Attrbuton Explanaton of the Dsproportonate Influence of Unfavorable Informaton. R. Mzersk. Journal of Consumer Research 9 (1982): A Theory of Demand wth Varable Consumer Preferences. R. Basmann. Econometrca 24 (1956): Measurng the Effects of Advertsng on Demand Elastctes usng Tme Seres/Cross- Sectonal Data. H. S. Chang, R. Green. Commodty Advertsng and Promoton. H. Knnucan, S. Thompson, H. S. Chang (Eds.). Iowa State Unversty Press, Ames:

32 14. An Effcent Method of Estmatng Seemngly Unrelated Regressons and Tests of Aggregaton Bas. A. Zellner. Journal of the Amercan Statstcal Assocaton 57 (1962): Predctng Consumer Preferences for Fresh Salmon: The Influence of Safety Inspecton and Producton Method Attrbutes D. Holland og C.R. Wessells (1998) 31