2006/2 Notater Håvard Hungnes. Notater. Hvitevarer Modell og prognose. Gruppe for Makroøkonomi

Transkript

1 006/ Noaer 006 Håvard Hungnes Noaer Hvievarer 006. Modell og prognose Gruppe for Makroøkonomi

2 I. Innledning og konklusjon 1 På oppdrag fra norske elekroleverandørers landsforening (NEL) har vi uarbeide en prognose for husholdningenes eerspørsel eer kaegorier hvievarer i 005 og i 006. I denne sudien har vi bruk de samme meodiske opplegge som SSB uarbeide for NEL i 1998, og dokumener i Eika og Skjerpen (003,004). Relasjonene er allfese med de mes oppdaere nasjonalregnskapsallene. Ved hjelp av disse modellene uarbeides prognoser for eerspørselen eer hvievarer baser på SSB s sise makroøkonomiske prognoser (Økonomiske analyser 4/005) for den generelle økonomiske uviklingen. De o varegruppene som er suder er: a. Sore husholdningsmaskiner (komfyrer, mikrobølgeovner, kjøleskap, frysere, oppvaskmaskiner, vaskemaskiner, ørkeromler, ørkeskap, senrifuger, kjøkkenvenilaorer, griller, safer, symaskiner, srikkemaskiner, frisående varmeovner o.l.) b. Andre husholdningsmaskiner (søvsugere, safpresser, friyrgryer, iskremmaskiner, varmeplaer, srykejern, vannkoker, varmeepper, vifer, elekriske bokseåpnere, kaffekvern, brødrisere, kafferakere, kjøkkenveker o.l.) Modellberegningene viser en marker eerspørselsøkning eer sore husholdningsmaskiner for inneværende år med 8,0 prosen. I 006 øker også eerspørselen, men økningen er noe mindre; 3,6 prosen. Eerspørselen eer andre husholdningsmaskiner øker også i begge år. Veksen anslås il 6, prosen i 005 og 4,3 prosen i 006. Tabell 1. Husholdningenes eerspørsel eer hvievarer. Prosenvis volumveks fra åre før. Sore husholdningsmaskiner Andre husholdningsmaskiner 005 8,0 6, 006 3,6 4,3 II. Makroøkonomisk bakgrunn Eer o år med konjunkuroppgang er veksen i norsk økonomi forsa høy. I Økonomiske Analyser 4/005 anslås veksen i BNP for Faslands-Norge il å bli 3,9 prosen. De er særlig økningen i bruoinveseringer som rekker opp veksen, men husholdningenes eerspørsel eer nye boliger og konsumvarer bidrar også vesenlig il veksen. I illegg virker også en modera inernasjonal veks posiiv på veksen i Norge. Konjunkuroppgangen er alså bred baser både når de gjelder hvilke eerspørselskomponener som øker og hvilke sekorer som drar nye av oppgangen. Konjunkuroppgangen har var siden 003. De er flere forhold som kan forklare denne oppgangen. Pengepoliikken har i perioden vær ekspansiv. Innfasningen av oljepenger har gjor finanspoliikken modera ekspansiv. Oljeinveseringene har øk i perioden, i sor grad som følge av høyere oljepris. I illegg har de vær en modera konjunkuroppgang inernasjonal som har bidra il øk norsk ekspor. Saisisk senralbyrå regner med a oppgangen vil forsee il begynnelsen av 006, men a oppgangen så vil snu. Konjunkuromslage forvenes å komme som følge av e omslag i ulande, sram finanspoliikk og lavere oljeinveseringer. Dessuen vil simulansene fra lavere rener på husholdningenes forbruk og boliginveseringer eer hver svakere. 1 Takk il Terje Skjerpen for nyeige kommenarer på e idligere ukas. Med noen juseringer som er nærmere omal i avsni III. 1

3 Disse anagelsene er selvsag behefe med usikkerhe. Veksen inernasjonal kan bli serkere enn de som legges il grunn i Økonomiske analyser 4/005. Hvis de skjer kan oljeprisen bli liggende på dagens nivå, evenuel øke fra dagens nivå. Høye oljeinveseringer kan medføre a oljeinveseringene ikke faller så mye som de ellers ville ha gjor. Tabell. Makroøkonomiske hovedsørrelser Prosenvis veks fra åre før der ikke anne fremgår. Regnskap Prognose Konsum i husholdninger og ideelle organisasjoner 4,4 4, 3,9 Konsum i offenlig forvalning,3,1,3 Bruoinveseringer i fas kapial 9,1 11,8 1,3 Uvinning og rørranspor 1,3 1,8-1,9 Faslands-Norge 6,1 7,0,3 Bolig 1,3 11,6,5 Ekspor av radisjonelle varer 3,0 3,3 0,7 Impor 9,1 7,3 4,8 Bruonasjonalproduk,9,6,8 Faslands-Norge 3,5 3,9, Sysselsae personer 0, 0,5 1,1 Arbeidsledighesrae (nivå) 4,5 4,5 4,1 Lønn per normalårsverk 3,8 3,7 3,5 Konsumprisindeksen (KPI) 0,4 1,6, KPI juser for avgifsendringer og uen energivarar, KPI-JAE 0,3 1,0 1,5 Husholdningenes sparerae (nivå) 10,3 10,9 3, Pengemarkedsrene (nivå),0,1, Imporveid valuakurs 1) 3,0-4,7 -,9 Kilde: Økonomiske analyser 4/005, Saisisk senralbyrå. 1) Posiiv foregn innebærer a norske kroner blir mindre verd. Den disponible realinneken har øk krafig de sise årene. En sor del av denne veksen skyldes høye ubealinger av aksjeubye, som rolig har sammenheng med ilpasninger il gjeninnføringen av ubyeska. Tabell 3 viser uviklingen i disponibel realinnek både med og uen aksjeubye. De eksraordinære ubyeubealingene anas i lien grad å være konsummoiverende, og uviklingen i disponibel realinnek eksklusiv aksjeubye er i sørre grad bedre egne il å forklare uviklingen i husholdningenes konsum. Tabell 3. Husholdningenes disponible realinneker. Prosenvis veks fra åre før. Regnskap Prognose Disponibel realinnek inklusiv aksjeubye 4,6 5,3-4,7 Disponibel realinnek eksklusiv aksjeubye 3,8 4,3, Kilde: Økonomiske analyser 4/005, Saisisk senralbyrå. III. Modellen i korversjon I modellen besemmes husholdningenes eerspørsel eer de o konsumkomponenene av deres realinnek og relaive priser (forholde mellom prisen på disse produkene og konsumprisindeksen, KPI). For de sore husholdningsmaskinene inngår også realrene eer ska som en forklaringsfakor. Den oppdaere modellen for eerspørselen eer de sore husholdningsmaskinene kan forenkles il

4 log( sore) = 15, ,779 log( realinn.) 0,916 log( rel. pris) 1,346 realrene 0, 08 id hvor alle variable gjelder for samme år. For andre husholdningsmaskiner har vi følgende modell: log( andre) = 6,78 + 0,979 log( realinn.) 0,871 log( rel. pris) Relasjonen er allfese på daa som i ugangspunke er hene fra nasjonalregnskape (NR). Konsume av andre husholdningsmaskiner fra og med 1999 er imidlerid juser i forhold il de offisielle pga. en lie roverdig uvikling fra 1998 il veksen er besem skjønnsmessig og veksaken i de jusere allene er dereer idenisk med de offisielle veksraene i NR. De relaive prisene er definer som prisindeksen på den akuelle varegruppen, se i forhold il konsumprisindeksen. (Basisåre er 00, slik a de relaive prisene er lik 1 i 00.) Realrena eer ska er regne i prosen pro anno. Tid er en variabel som er 1 i 1978 og som øker med 1 i hver av de eerfølgende årene. Tidsvariabelen som inngår (id) med en negaiv koeffisien innebærer a de isoler se er en negaiv rend i denne eerspørselen, men med en posiiv rendmessig realinneksveks - er de samle se likevel en underliggende posiiv rendmessig veks for denne konsumkaegorien. Vi har benye oss av e avanser saisisk verkøy i esimeringen og i beregningen av prognosene. Relasjonen ovenfor er li forskjellig fra de som ligger inne i vår opplegg, men med ugangspunk i disse likningene kan en generere prognoser uen å bruke dee verkøye. Realinneken brukes som forklaringsvariabel for begge konsumkaegoriene. Effeken av en økning i realinneken er imidlerid beydelig sørre for Sore husholdningsmaskiner enn for Andre husholdningsmaskiner, hhv. 1,8 og 1,0. Dee innebærer a den direke effeken av a realinneken øker med en prosen, er a eerspørselen eer Sore husholdningsmaskiner øker med 1,8 prosen mens eerspørselen eer Andre husholdningsmaskiner øker med 1,0 prosen. Den høye innekseffeken på Sore husholdningsmaskiner må også sees i sammenheng med a vi har id med som forklaringsvariabel, siden realinneken øker med iden. Den direke priseffeken er -0,9 for begge konsumkaegoriene. Dee innebærer a en hvis prisene på (sore og andre) husholdningsmaskiner øker med en prosen (i forhold il KPI), vil eerspørselen eer de o konsumenkaegoriene reduseres med 0,9 prosen. For Andre husholdningsmaskiner er de ingen realreneeffek, mens en pariell økning i realrenen (eer ska) med e prosenpoeng fører il a kjøpene av Sore husholdningsmaskiner går ilbake med 1,3 prosen. IV. Nærmere om prognosene Nasjonalregnskapsdaa på de akuelle dealjnivå finnes ikke for årene eer 00. Med ugangspunk i nasjonalregnskapes all for husholdningenes inneker, prissigningsall fra konsumprisindeksen for henholdsvis gruppen "komfyrer, varmeovner, kjøleskap og andre sørre husholdningsapparaer" og gruppen "mindre elekriske husholdningsmaskiner" (som må anas å ligge e opp il de o konsumpruppene i NR som vi suderer) og SSBs all for realrene eer ska, er eerspørselen for årene 003 og 004 beregne. For 005 og 006 er eerspørselen beregne med ugangspunk i SSBs prognose fra sepember i år, men vi har gjor en del juseringer som omales nærmere nedenfor. 3

5 Tabell 4. Foruseninger bak modellberegningene. Prosenvis økning fra åre før. Disponible realinnek 1 Relaiv pris (Sore husholdningsmaskiner) Relaiv pris (Andre husholdningsmaskiner) Realrene eer ska (nivå i %-poeng) 003 3,0-4,9-4,1, ,8-1,6-0,4, ,3-1,1 -,1 1, 006, -1,7 -,4 0,4 1) Juser for svingninger i aksjeubye. Disponibel realinnek har øk krafig de sise årene. Mye av økningen skyldes høye ubyeubealinger i forkan av innføringen av ska på aksjeubye fra og med 006. Slike eksraordinære aksjeubyer påvirker i lien grad samle priva eerspørsel. Vi har derfor juser uviklingen i realdisponibel innek for disse ubyeubealingene. Den disponible realinneken (eksklusiv aksjeubye) anslås å bli høy i inneværende år (4,3 prosen), og en del lavere nese år (, prosen). Se for øvrig omalen i forbindelse med abell. Prisene på både Sore husholdningsmaskiner og Andre husholdningsmaskiner har jevn over sege mindre enn prisene på andre konsumvarer de sise 5-30 år. Dermed har begge disse konsumkaegoriene bli relaiv rimeligere, se også figur. Denne uviklingen ser u il å forsee i 005 og 006. Prisene på Sore husholdningsmaskiner anas å falle rund 1,5 prosen (reel se) i 005 og 006, mens (den reelle) prisreduksjonen på Andre husholdningsmaskiner anslås å være i overkan av prosen begge årene. Lave rener innebærer en lav realrene i år. Økende prisveks nese år vil medføre enda lavere realrene, il ross for øke nominelle rener. Figur 1. Relaive priser i forhold il KPI. Indeks, 00 = Sore husholdningsmaskiner Andre husholdningsmaskiner Alle forholdene som er beregne å påvirke eerspørselen eer Sore husholdningsmaskiner og Andre husholdningsmaskiner drar i rening a øk konsum av disse varene: Innekene øker, varene blir relaiv se rimeligere, og realrenen vil være lav. (Realrenen påvirker bare eerspørselen eer Sore husholdningsmaskiner.) Eerspørselen eer Sore husholdningsmaskiner venes derfor å øke med 8,0 4

6 prosen i år, mens eerspørselen eer Andre husholdningsmaskiner ansås å øke med 6, prosen. Eerspørselsveksen anas å være noe mindre nese år, henholdsvis 3,6 prosen for Sore husholdningsmaskiner og 4,3 prosen for Andre husholdningsmaskiner. Tabell 5. Modellresulaer: Husholdningenes eerspørsel eer hvievarer. Prosenvis volumveks fra åre før. Sore husholdningsmaskiner Andre husholdningsmaskiner , 6, ,0 4, ,0 6, 006 3,6 4,3 Prognoseusikkerheen il modellene er beydelig. Usikkerheen ligger både i resulaene for hvordan husholdningens realinnek, relaive priser og realrener påvirker eerspørselen eer de o kaegoriene med hvievarer og hvordan disse forklaringsvariablene fakisk kommer il å uvikle seg. Usikkerheen knye il allfesingen av hvievaremodellen illusreres med inervallene i figurene 3 og 4. Figur. Hisorisk idsserie og prognose med usikkerhe for Sore husholdningsmaskiner Hisorisk serie Prognose og usikkerhe

7 Figur 3. Hisorisk idsserie og prognose med usikkerhe for Andre husholdningsmaskiner 1000 Hisorisk serie Prognose og usikkerhe Eersom de idligere omale modellene besemmer eerspørselen eer hvievarene på nivåform vil veksanslagene være like følsomme overfor anslagene for åre før som prognoseåre. Veksanslage for 005 vil også avhenge av nivåanslage for 004, som igjen avhenger av anslå nivå i 003. Tilsvarende vil veksanslage for 006 vil være mege følsomme overfor juseringer av anslagene for 005. Som idligere nevn er eerspørselsveksen også i 003 og 004 modellberegnee sørrelser. Referanser de Jong, P. og S. Chu-Chun-Lin (1994): Fas likelihood-evaluaion and predicion for nonsaionary sae space models, Biomerika, 81, Harvey, A. C. (1989): Forecasing, srucural ime series models and he Kalman filer. Cambridge: Cambridge Universiy Press. Dempser, A. P., N. M. Laird og D. B. Rubin (1977): Maximum likelihood from incomplee daa via he EM algorihm. Journal of he Royal Saisical Sociey, Series B, 39, Eika, T. og T. Skjerpen (003): Hvievarer 004. Modell og prognose. Noaer 003/83. Saisisk senralbyrå. Eika, T. og T. Skjerpen (004): Hvievarer 005. Modell og prognose. Noaer 004/79. Saisisk senralbyrå. Koopman, S. J., A. C. Harvey, J. Doornik og N. Shephard (1995): Srucural Time Series Analyser, Modeller and Predicor. London: Timberlake Consulans Ld. 6

8 Vedlegg A Modellen i mer dealj 3 Vi beraker følgende modell der i angir konsumvare og angir idspunk m i (1) y = γ ij xij, + µ + ε ; j= 1 i=1, og =1,...,T. I (1) angir y i, logarimen av konsume av kaegori i i år, x i1,,..., xim, angir ulike observerbare variable som er av relevans for å forklare uviklingen i logarimen il konsume for kaegori i og γ i1,..., γ im represenerer fase helningskoeffisiener. Ligning (1) inneholder også en sokasisk rend med drif ( β ), dvs. i () µ µ + β + η. = 1 i De o resleddskomponenene ε og η anas å være sokasisk uavhengige av de observerbare høyresidevariablene i (1) og i illegg forusees ε (3) i, niid 0 σ η, 0 0 εε, i σ 0 ηη, i Modellen over kan esimeres ved hjelp av sofwareprogramme STAMP 6.3 [jf. Koopman mfl. (1995)]. Dee programme har esimeringsruiner for srukurelle idsseriemodeller [jf. Harvey (1989)]. Under esimeringen av modellens hyperparamere (dvs. σ εε,i og σ ηη,i ) og regresjonskoeffisiener unyer en a modellen kan skrives som en ilsandsmodell og en varian av EMalgorimen [jf. Dempser mfl. (1977)] brukes for å finne de parameerverdiene som maksimerer logarimen il sannsynligheseheen for y 1,..., y i, T. Ved Emalgorimen brukes prediksjonsfilre og glaingsfilre eksensiv (Kalmanfilerruiner). Siden modellen beskreve ved (1)-(3) har diffuse iniialbeingelser maksimeres den diffuse sannsynligheseheen og en bruker såkale diffuse filre for å sikre a iniialbeingelsen blir ivarea på en korrek måe. For omale av esimering av modeller med diffuse iniialbeingelser se de Jong and Chu-Chun-Lin (1994). Modellen gi ved (1)-(3) kan også skrives på følgende ekvivalene måe, der vi nå ved siden av (3) har m i (4) y = γ ij xij, + βi + ξ + ε j= 1 (5) ξ ξ + η. = 1 og Dee innebærer a den deerminisiske renden nå er rukke inn som en ordinær regressor og a en i sede opererer med en ilfeldig gang uen drif. La ˆ ξ i, T beegne esimae av den laene variabelen ξ når en bruker informasjon fra periode 1 il periode T. Når T beegner ˆ ξ i, T de 3 Femsillingen følger Eika og Skjerpen (003,004). 7

9 glaede esimae av ξ, mens når >T sår en overfor en prediksjon av den laene komponenen. Siden den laene komponenen følger en ilfeldig gang ("random walk") vil en ha a ˆ ξ ξˆ i, T + j T = T T når j >1. Prediksjonene for y i, vil da være gi ved m i ˆ ˆ ˆ ˆ i T + j = ij ij, T + j i T (6) y γ x + β ( T + j) + ξ., T j= 1 I prognosesammenheng vil imidlerid fokus være ree mo å lage en prognose for ( y ) Y T + j = exp T + j i sede for y i, T + j. Den enklese varianen her er å lage prediksjonen ved Y ˆ exp( ˆ T + j = y T + j ). En mer opimal varian innebærer a en gjør en korreksjon ilsvarende den en gjør når en beregner forvenningen av en log-normalfordel variabel [jf. Koopman mfl. (1995), s. 185]. Eerspørselen eer sore husholdningsmaskiner Sore husholdningsapparaer er kaegori nummer 1. Ved siden av renden har en her eer noe modellforenkling iniial end opp med re x-variable; x 11 ='logarimen il realinneken', x 1 ='logarimen il prisindeksen på konsumkaegori 1 del på konsumprisindeksen' og x 13 ='realrenen eer ska'7. Variansen på de ordinære resledde, dvs. σ εε, ble esimer il null, slik a en har en degenerer modell, hvilke ikke er uvanlig i srukurelle idsseriemodeller. Tabell v.1 gir uvalge resulaer i samband med konsumkaegori 1, mens Figur v.1 gir de glaede esimae av µ. Tabell v.1. Esimerings- og predikeringsresulaer. Sore husholdningsmaskiner 1) Variabel / Parameer Esima RMSE ) log(realinnek) / γ 11 1,779 0,73 log(relaiv pris) / γ -0,916 0,55 1 realrene eer ska / γ -1,346 0,83 13 id / β 1-0,08 0,0 σ ηη,1 0,00 Laen komponen / ξ 1,T T -15,079 9,81 Prediker konsum 3) ,4 349, ,7 534, ,4 76, ,4 891,61 1) Esimeringsperioden er 1978 il 00. ) RMSE ("Roo mean square error") spiller her samme rolle som sandardavvik i vanlige regresjonsmodeller. 3) Uen hensynagen il skjevheskorreksjoner. 1, 8

10 Figur v.1. De glaede esimae av µ 1, for Sore husholdningsmaskiner Glae esima av rend med drif Eerspørselen eer andre husholdningsmaskiner Andre husholdningsapparaer er kaegori nummer. For denne konsumkaegorien ble effeken av den deerminisiske renden, dvs. β, sa il null. I illegg inngår ikke realinneken. Som forklaringsvariable bruker en her x 1 ='logarimen il realinneken' og x 1 ='logarimen il prisindeksen på konsumkaegori del på konsumprisindeksen'. Variansen på de ordinære resledde, dvs. σ εε, ble esimer il null. Tabell v. gir uvalge resulaer i samband med konsumkaegori, mens Figur v. gir de glaede esimae av ξ., Tabell v.1. Esimerings- og predikeringsresulaer. Sore husholdningsmaskiner 1) Variabel / Parameer Esima RMSE ) log(realinnek) / γ 1 0,979 1,11 log(relaiv pris) / γ -0,871 1,05 σ 0,014 ηη, Laen komponen / ξ -6,78 15,0,T T Prediker konsum 3) ,6 87, ,9 131, ,0 174, ,7 13,5 1) Esimeringsperioden er 1978 il 00. ) RMSE ("Roo mean square error") spiller her samme rolle som sandardavvik i vanlige regresjonsmodeller. 3) Uen hensynagen il skjevheskorreksjoner. 9

11 Figur v.. De glaede esimae av ξ, for Andre husholdningsmaskiner -6.6 Glae esima av sokasisk rend

12 De sis ugie publikasjonene i serien Noaer 005/30 H.C. Hougen: Samordne levekårsundersøkelse verrsnisundersøkelsen. Dokumenasjonsrappor. 139s. 005/31 T. Hægeland, L.J. Kirkebøen og O. Raaum: Skoleresulaer 004. En karlegging av karakerer fra grunn- og videregående skoler i Norge. 89s. 005/3 A.Rolland: Brukerilfredshesmålinger i offenlig sekor. Uredning for Moderniseringsdeparemene og regjeringens handlingsplan for modernisering. 96s. 005/33 K. Aasesad, A. Finsad o g K. Loe Hansen: Bruk av helsefarlige produker i grafisk indusri. 7s. 005/34 S.W. Bogen, K. Digre, A. Hedum, T. Hægeland, T.K. Schjerven og B. Vold: E sysem for saisikk omsalig virksomhe. Forprosjeknoa. 44s. 005/35 Kosra. Arbeidsgrupperapporer s. 005/36 D. Rafa: Produksjonsopplegg for foreløpige all i indusrisaisikken. 46s. 005/37 T. Dale og B. Hole: Evaluering av elekroniske skjemaer i KOSTRA. Case: Skjema 0 - Fysisk planlegging, kulurminner, naur og nærmiljø. 55s. 005/38 A. Sundvoll: Kirkelig jenesesaisikk i KOSTRA-drak. E piloprosjek. 48s. 005/39 G.I. Gundersen, B. Hoem, P. Løkkevik og D. Splide. Gjennomgang av meoder og daakilder i energiregnskape. 50s. 005/40 K. Loe Hansen: Bruk av helsefarlige produker i båbyggerbransjen. 7s. 005/41 S. Skaare: Undersøkelsen om samvær og bidrag s. 005/4 A. Haglund, A. Hedum, T. Schjerven og K.Ø. Sørensen: Offenlig sekor og BoF. 63s. 005/44 O. Villund: Alder i AKU endring av definisjoner og rekkgrunnlag. 7s. 005/45 J.I. Hamre: Esimering av fylkesfordele og sekorfordele all for egenmeld sykefravær. Dokumenasjon av meode og sysem, og resulaer. 67s. 005/46 A-K. Mevik: Revisjon av Srukursaisikk for indusrien. E forslag il selekiv revisjon. 43s. 005/47 A. Sundvoll: Uvikling av webskjema i UT-prosjeke. Dokumenasjonsrappor. 75s. 005/48 E. Frilseh og P. Ø. Andreassen: Brukerundersøkelsen 004. Brukernes. 64s. ilfredshe med SSBs produker og jeneser. 64s. 005/49 E. Rauan: Undersøking om foreldrebealing i barnehagar, augus s. 005/50 A. Rolland: Brukerilfredshesundersøkelser som offenlig syringsverkøy. 7s. 005/51 S. Blom: Holdninger il innvandrere og innvandring s. 005/5 A. Sundvoll, B. Thomassen og K. Thorsen: Balanser målsyring i Avdeling for IT og daafangs. Dokumenasjonsrappor. 35s. 005/53 B. Casberg, P.O. Haugen, E. Knusen og S. Myro: Øk ilgang på regnskapsdaa: Konsekvenser for revisjon, ekniske løsninger og ny regnskapssaisikk. 45s. 005/54 A. Holmøy: Forbruksundersøkelsen 004. Dokumenasjonsrappor. 95s. 005/55 A. Schjalm: Flagging - Koder for dokumenasjon av revisjon. 3s. 005/56 H. Haanæs, A. Kløvsad og J.E Wålberg: Dokumenasjon av saisikk for skogavvirkning il salg. 63s. 005/43 O. Villund: Yrkesdaa for selvsendig næringsdrivende. Dokumenasjonsnoa. 44s. 11