Frode Steen og Lars Sørgard Institutt for Samfunnsøkonomi ved Norges Handelshøyskole Bergen 29.09.2011 En oppsummering av de empiriske funnene i forbindelse med bonusprosjektet Under følger en oppsummering av de empiriske undersøkelsene som er gjort i forbindelse med Konkurransetilsynets vurdering av SAS eurobonusprogram. Ytterligere diskusjon av andre empiriske og teoretiske studier av bonussystem innen luftfart er diskutert i Steen og Sørgard (2011). 1 Hva kan testes? For å teste effekten av Eurobonus ville man primært ønsket å kunne teste pris og kvantum effekter (pax) av innføringen av bonusforbud i Norge direkte. Dette er ikke mulig av flere grunner. For det første sammenfalt innføring av bonusforbudet med etableringen av Norwegian. Dermed er det ikke uten videre mulig å skille effekten av ny konkurranse fra effekten av fjerning av bonusprogram. Noe av dette kunne vært løst gjennom å se på ruter der Norwegian entret på ulike tidspunkt, selv om nettverks effekten på tvers av ruter vil innebære noe støy. Dette krever imidlertid etterrettelig informasjon om norske flykunders bonussituasjon også etter 2002. Denne informasjonen er ikke tilgjengelig, da kunder nå bare i liten utstrekning registrerer sin medlemsinformasjon på norske flygninger. Bonusandelene etter forbudet er av den grunn ikke korrekte. Vi må dermed lete etter indirekte måter å teste effekten av eurobonus. Gjennom prosjektet har det dermed blitt valgt flere strategier for å oppnå dette. For det første har vi analysert skandinaviske ruter som ikke har vært berørt av det norske forbudet, ruter ut av hovedstedene i Norge, Sverige og Danmark. Videre har vi analysert det svenske innenriksmarkedet som bare delvis har vært påvirket av eurobonusregulering. Noen innenriksdata fra Norge har blitt benyttet, der vi har sett på effekter av de nye bedriftsbonussystemene og forskjeller i selskapenes andel av forretningskunder over innland- hvor eurobonus har vært ulovlig, og utlandsruter hvor dette har vært tillatt. Utover systematisk analyse av rutedata har vi gjort to mindre empiriske undersøkelser. For det første har vi i tråd med Copenhagen Economics utviklet enkle statistiske modeller for å teste for effekten av medlemsnivåterskler (gull) i Eurobonusprogrammet. Endelig 1 Steen, F. og L. Sørgard, 'Copenhagen Economics om bonusprogrammer: Noen kommentarer', Bergen, juni 201l. 1
har vi valgt å utføre spørreundersøkelser for å få et grep om hvordan kundene forholder seg til bonusprogram og ild<e minst hvilke kontrollrutiner og innkjøpsregler de større kundene nå har. Analyse av rutedata Konkurransetilsynets har i løpet av vinteren 2010 og våren 2011 hentet inn store mengder data fra flyselskapene SAS og Norwegian. Disse dataene er analysert med sikte på å kvantifisere noe av effektene av bonusprogram. Data har vært bearbeidet og kvalitetstestet i en rekke omganger før man har gjennomført økonometrisk analyse av datamaterialet. På grunn av datamaterialets størrelse og kompleksitet har det medgått mye tid til bearbeiding og gjennomføring av alle analysene, og en rekke modeller er utprøvd. Datagrunnlaget omfatter innenriksruter i Norge og Sverige, samt et utvalg utenlandsruter ut i fra de tre hovedstedene i Skandinavia. Det har vært prøvd ulike innfallsvinkler. For det første er det skilt mellom land, kundegrupper og rutetyper. Videre er det skilt mellom de som bestiller billettene fra hjemland og de som bestiller billettene utenifra. Det er gjort egne analyser av innenriksruter og ruter ut av hovedstedene i Sverige, Danmark og Norge. Endelig har vi spesielt sett på hovedstadstriangelrutene der vi skiller mellom kunder som kjøper i hjemland, kunder som kjøper i destinasjonsland og kunder som kjøper i tredjeland. I hovedsak er det valgt to analysestrategier for våre indirekte tester av Eurobonuseffekter; (i) det naturlige eksperimentet vi har kunnet observere i Sverige hvor bonus ble fjernet for så innføres igjen, og vi bruker (ii) bonusandeler (andelen reisende med Eurobonus) for de aktuelle rutene/kundegruppene som et instrument for å forklare effekten av bonusprogram. Dette siste har opplagte svakheter siden man ved å bruke bonusandel ikke kan skille mellom effekten av det å være bonuskunde og samtidig typisk nok også være en forretningskunde som vil ha en annen preferansestruktur enn eksempelvis fritidsreisende. Om noe vil imidlertid denne siste effekten gå i samme retning som (være positivt korreleli med) eventuelle innelåsningseffekter. Vi mener på tross av dette tolkningsforbeholdet at bonusandel som forklaringsvariabel vil avdekke noe av effektene av mulig inne låsing av Eurobonusprogrammet. I utgangspunktet er dermed den første innfallsvinkelen den meste robuste analysestrategien, siden en før-letter analyse alltid vil være mer robust enn mer indirekte tilnærminger. Det har imidlertid vist seg at det svenske bonusforbudet var mindre restriktivt enn det man visste på forhånd. I Sverige hadde man på innenriksrutene i perioden oktober 2001 til og med februar 2009 forbud mot uttak av bonuspoeng på ruter med konkurranse. For strekninger hvor flere flyselskap opererte var det lov for den enkelte passasjer å tjene opp bonuspoeng, men ikke å benytte bonus poeng til å betale (deler/hele) reisen med. Disse bonuspoengene måtte i så fall benyttes på en svensk innenriks monopolrute, hvor uttak av bonuspoeng var lovlig, eller på en utenlandsrute. I den grad opptjening til ulike medlemsnivå med påfølgende kundefordeler trolig er langt det viktigste insentivet i Eurobonussystemet, var den svenske reguleringen potensielt lite effektiv, og uansett ikke direkte sammenlignbar med det norske totalforbudet. 2
Men, siden den svenske reguleringen over tid har "slått seg av og på" for enkeltruter der aktører har gått inn og ut av markedet (altså; strekningene), samt at SAS har betjent så å si alle svenske innenriksruter over den tidsperioden vi har data for, kan data benyttes som et naturlig eksperiment hvor det er mulig og direkte teste effekten av det svenske forbudet. En rekke modeller er estimert. Vi starter ut med strukturelle etterspørselsmodeller der vi estimerer et etterspørselssystem hvor man skiller mellom forretnings-/fullprissegmentet (Cklasse) og fritidssegmentet (M-klasse). Etterspørselsanalyse er en strukturell modelleringsform i den forstand at vi bruker både etterspørselsinformasjon og kostnadsinformasjon for å kunne identifisere etterspørselsstrukturen. Når vi her inkluderer bonusandel som forklaringsvariabel vil effekter som kan tilskrives for eksempel pris dermed bli kontrollert for. Vi kontrollerer også for inntekt- og frekvenseffekter, konkurranseeffekter (konsentrasjonsgrad), innføring av ny billettklasse (Y -klasse), finanskrisen, storkundeandeler og sesong- og rute-effekter. Vi estimerer hovedsaklig modeller for tre ulike datasett, ett for utenlandsruter ut av de tre hovedstedene der vi på tvers av 17 ruter kan skille ut 2410 måned/rute/hjemme/ute observasjoner, og for to mindre datasett; Triangelrutene (426 observasjoner) og svensk innenriksruter (873 observasjoner). For de to mindre datasettene har vi ikke vært i stand til å estimere modeller som gir noenlunde rimelige økonomiske prediksjoner verken med hensyn til priselastisiteter, inntektseffekter eller for bonusandelseffekter. Slik sett får vi ikke testet ut det svenske forbudet ved hjelp av etterpørselsmodellene. For det største datasettet finner vi rimelig robuste økonomiske prediksjoner og kan der kontrollere for bonuseffekter. Eksempelvis finner vi de mest elastiske kundene i fritids segmentet mens kundene som bestiller fra hjemland er typisk nok mindre prisfølsomme enn kundene som bestiller ute. Med unntak av inntektseffektene er frekvenseffekter, storkundeeffekter og konkurranseffekter rimelig estimert. Når det kommer til effektene fra bonusandeler er disse mindre klare. Vi ville vente å finne enten positive effekter eller ingen effekter, Av 12 mulige 'land-/ute-/hjemme-/klasseelastisiteter er 6 positive og signifikante, 2 ikke signifikant forskjellig fra null, og 4 er signifikant negative. Det siste representerer et tolkningsproblem, og antyder at vi skal vise en viss forsiktighet når vi evaluerer modellene. Nettoeffektene på tvers av disse elastisitetene er imidlertid typisk positive men små, og stort sett ikke signifikant på tvers av land og prisklasser. Vi finner en positiv signfikant bonuseffekt (når alt annet er kontrollert for) på ruter ut av Norge i C-klasse og tilsvarende en signifikant positiv effekt på ruter ut av Sverige på M-klasse. Med forbehold om at vi har en del heterogenitet i resultatene er vi forsiktig med tolkningene, men nettoresultatene antyder altså en positiv effekt på pax fra økt bonusandel. For å få en ide om størrelsene på effektene har vi gjort noen enkle beregninger av hvordan de estimerte effektene overført ville slått ut i totalpax for det norske innenriksmarkedet. Effektene viser seg å ikke være veldig store. Skulle vi tatt modellen bokstavelig, noe vi er forsiktige med gitt heterogeniteten i resultatene, påvirkes pax mindre enn 2% med en økning i bonusandel på 10% (eksempelvis fra _til. 3
I tillegg til etterpørselsanalysen analyserer vi utviklingen i forretnings-/fullprisandel (C-andel) over tid der vi prøver å kvantifisere effekten av bonusandel på utviklingen i andelen forretningskunder. Hvis bonusprogrammet har en innelåsende effekt, vil en forvente at det dels slår ut i høyere priser i hver billettkategori og dels i at en større andel av kundene reiser på fleksible billetter. I tråd med dette vil vi forvente at en (av to) mulige effekter av et bonusprogram er at C-andelen øker med økt bonusandel. Det er viktig å være oppmerksom på at i denne typen redusert form modeller er mer tolkningsrom og usikkerhet med hensyn til resultatene. Vi kan også her kontroller for de samme effektene som i etterspørselsmodellene (konkurransetrykk, storkundeandeler etc.) men i mangel av en strukturell modell der også priseffekter ivaretas, blir resultatene vanskeligere å tolke. I motsetning til etterspørselsanalysen, finner vi rimelige C klassemodeller for alle de tre datasettene våre. Noe av dette kan nettopp tilskrives at denne modelleringen pålegger vesentlig mindre struktur på dataene og slik sett er mindre krevende med hensyn til datasettenes størrelse. Vi finner gjennomgående at bonusandel positivt påvirker C andel signifikant på tvers av datasett og modeller. De avdekkede effektene på C-andel er tross av sin signifikans ikke veldig store. Da vi kun har avdekket mulig effekt langs en dimensjon (forskyvning mot mer fleksible billettkategorier) og ikke avdeldcet hva som eventuelt skjer langs den andre dimensjonen (pris i hver billettkategori), kan vi ikke si noe om den samlede effekten av bonusprogrammet fra C-andelsmodellene. For det svenske innenriksmarkedet kan vi her også teste for før-/ettereffekter av den svenske bonusreguleringen. Før-/ettereffekten er langt mer robust estimert siden vi her ikke har samme problemet med hensyn til hva bonusandel egentlig måler, her er poenget snarere å se hva som skjer av endring i C-andel med og uten forbud. Kanskje ikke så uventet finner vi ingen signifikant forskjell i bonuseffekt av den svenske reguleringen. Dette antyder at det svenske forbudet hadde liten, om noen effekt og understreker at i den grad Eurobonus har effekt på pax kommer dette ildce fra muligheten til uttak av poeng (som var forbudt i Sverige på enkeltruter), men snarere muligheten til å tjene opp poeng til ulike medlemsnivå. For å kunne sammenligne effekter på tvers av Norwegian og SAS ser vi også på hvordan C andelene varierer over selskap og utlandsruter versus innlandsruter i Norge og Sverige. Her er spørsmålet vi ønsker å belyse i hvilken grad et sterkt Eurobonusprogram på utland hjelper SAS til å beholde en høyere C-andel på utlandsrutene relativt til Norwegian, hvis bonusprogram trolig er mindre attraktivt. Hvis dette skulle være tilfelle antyder dette at konkurransen mellom selskapene vil påvirkes mer negativt for Norwegian enn SAS ved en eventuell gjeninnføring av bonusprogram også på innlandsrutene i Norge. Data viser at begge selskap har en høyere C-andel på norske ruter sammenlignet utenlandsruter. SAS har imidlertid, og da gjerne ikke overraskende, en betydelig høyere C-andel sammenlignet med Norwegian. Resultatene viser at fallet i C-andel er asymmetrisk, men asymmetrien er ulik avhengig av om man ser på absolutte eller relative tall. Vi har også prøvd modeller der vi inkluderer samme kontrollvariabler som C-andelsmodellene forøvrig, og vi finner at resultatene er robuste i forhold til disse. Imidlertid skal det påpekes at vi har ingen selskapsspesifikke kontrollvariabler utover rutespesifikke effekter, slik at det kan 4
tenkes at det flere forhold enn bare forskjeller i bonusprogram som kan forklare resultatene mellom selskap. Avhengig av hvordan man leser resultatene gir tallene et visst grunnlag for å kunne hevde at Eurobonus i overaskende liten grad låser passasjerer inne i forretningssegmentet når de beveger seg fra innland- til utlandsruter. Gitt både metodiske utfordringer som ikke kan løses og tvetydighet i tolkning av resultatet (relativ vs absolutt endring i bonusandeler), har vi imidlertid ikke nok grunnlag utfra denne enlde analysen på tvers av innenriks og utenriks ruter til å trekke klare konklusjoner med hensyn til forholdet mellom SAS og Norwegian når det kommer til styrken på deres respektive bonusprogram. Endelig og som en relasjon til Eurobonus, ønsket vi til slutt å se nærmere på om innføringen av bedriftsbonusprogrammene SAS Credits og Norwegian Corporate Reward har hatt noen innvirkning på selskapenes C-andel og kapasitetsutnyttelsesgrad i Norge. Hvis fordel spro grammene er (i nærheten av å være) innelåsende på tilsvarende måte som et personlig bonusprogram, burde man ved å inkludere en indikator for innføringen av bedriftsbonusprogrammene i de økonometriske modellene våre, finne at denne har en positiv effekt på C-andelen og kapasitetsutnyttelsesgrad til flyselskapene. Samlet antyder imidlertid resultatene at innføringen av bedriftsbonusprogram ikke har hatt noen virkning på andelen fullprisbetalende og utnyttelsesgraden for de to selskapene. Dette er for så vidt ikke overraskende, og to forhold er verd og nevne som en rimelig forklaring på "manglende effekter". Det ene er knyttet til "metodemessige problem" og den andre er knyttet til utformingen av selve fordelsprogrammene. For det første innehar dataserien en klar negativ trend i C-andeler og kapasitetsutnyttelse grunnet finanskrisen, og trolig klarer vi ikke å ta ut denne trenden fra data på en tilfredsstillende måte. For det andre, så er det nødvendigvis ikke så mange effekter å spore, ettersom at disse fordelsprogrammene ikke er innelåsende på samme måte som et personlig bonusprogram. Dette blant annet fordi at retroaktive rabatter i bedriftsbonusprogram er i mindre grad lojalitetsskapende enn i personlige bonusprogram, samt at prinsipal-agent-problemet som oppstår i personlige bonusprogram ildce er til stede i bedriftsbonusprogram. Problemet med trender og underliggende støy har vist seg som et problem i de andre modellene også. Generelt er det mye som endrer seg over dataperioden, herunder for eksempel både finanskrisen og innføring av ny billettklasse (Y) hos SAS. Dette medfører mye "støy" i data slik at selv om vi prøver å kontrollere for disse effektene gjør slike det vanskelig gjøre og klart identifisere effekten av både eurobonus og bedriftsbonusprogrammene. Tilsvarende har vi for alle tre datasett også estimert en reldce enklere prismodeller, men der disse er estimert på redusert form, der vi ildce pålegger en etterspørselsstruktur. Det har vist seg for alle tre datasett å være vanskelig å finne modeller som føyer data på en god måte. Ser vi resultatene fra rutedataene under ett kan dette oppsummeres som følger: 5
(i) Mangelen av brukbare data på bonusandeler på norsk innenriks umuligjør en ordentlig test av bonuseffekter i Norge. Tilsvarende har det svenske forbudet vært så lite restriktivt at de svenske inneriksdataene er lite informative i forhold til det norske forbudets effekt. (ii) Vi må dermed benytte indirekte tester basert på utenriksruter. Der vi klarer å estimere brukbare modeller finner vi gjennomgående at bonusandel påvirker pax positivt i den forstand at økt bonusandel signifikant øker pax. Vi er imidlertid forsiktige med å konkludere for mye rundt størrelsen på estimatene gitt heterogeniteten i resultatene. (iii) Kombinasjonen av at det har vist seg vanskelig å føye robuste økonometriske modeller til rutedata, og at utenriksrutene har en annen struktur med langt lavere forretningsandel begrenser overføringsverdien av resultatene. For eksempel kan man tenke at med en større andel bedriftskunder i markedet er bonus også viktigere. På den annen side har svensk innenriks enda høyere C-andeler enn norsk innenriks, og vi fant bare små effekter her også. En empirisk analyse av gullkorttersklene Copenhagen Economics (2010) utførte en svært enkel analyse av SAS sine eurobonusdata for ulike medlemspoengnivå og effektene rundt gullkortterskel. For å kunne teste effekten av terskelnivå videreutvikler Steen og Sørgard (2011) denne analysen og utvikler en modell som også tillater statistisk testing av SAS' medlemsdata. Modellen estimerer fordelingen av eurobonuskunder på de ulike medlemsnivå over sølvkortsnivå i fravær av terskelverdien gullkort. Denne estimerte fordelingen benyttes som en kontrafaktisk modell for hvordan medlemmer ville fordelt seg på de ulike bonuspoengnivåene uten gullkortsinsentiver og denne sammenlignes med faktisk fordeling av reiseaktivitet. Man finner klare avvik mellom kontrafaktisk og observert reisemønster for kunder like under- og over gullkortterskelen. Eksempelvis finner man at mer enn 700 av eurobonuskundene signifikant påvirkes av gullkortterskelen i Danmark. Tallene for Norge og Sverige er noe høyere. På den ene siden er dette en svært liten andel av total Eurobonusmedlemsmasse, men utgjør samtidig en vesentlig større andel av de kundene som faktisk ligger i de aktuelle poengintervallene (mellom _. Slik sett viser man at gullkortterskeleffekten er svært viktig for de relevante kundene, men dette utgjør altså en liten kundegruppe hos SAS. Man kunne argumentere for at dette en begrenset test siden effekten av bonussystemet generelt og nivåeffekter ved andre koltterskler ikke testes. Det er imidlertid all grunn til å tro at de effektene vi finner for gullkort-nivået generaliserer også til andre terskelnivåer, om enn i mindre omfang all den tid gull-kortnivået typisk utløser vesentlig flere fordeler enn for eksempel sølvkort. Selv om både innfallsvinkel og data er ulike fra rutedataanlysen er resultatene forsåvidt parallelle i den forstand at man finner klare effekter av eurobonus som er signifikante og viktige for de relevante kundene (kunder rundt gullkortterskel og fullprisbetalende). Felles for begge grupper er 6
at selv om effektene har relevans for gruppene har effektene mindre å si for totalporteføljen av passasjerer. Som med ruteanalysen der vi må ta forbehold med hensyn til resultatenes overføringsverdi på grunn av behovet for indirekte testing (utenriksruter heller enn innemiksruter) tar også Steen og Sørgard (2011) et forbehold med hensyn til overføringsverdien av resultatene. Det kontrafaktiske scenariet er usikkert estimert all den tid det tar utgangspunkt i reisemønstre som er kommet frem i et system med eurobonus på plass og slik sett ikke er 'det sanne' kontrafaktiske regimet. Man kan tenke seg at resultatene ville kunne sett annerledes ut om slike tall hadde vært mulig å skaffe. I Steen og Sørgard (2011) argumenteres det for at det kontrafaktiske scenariet kan se svært forskjellig ut, og at den testen som Copenhagen Economics har foretatt ikke fanger dette opp. Spørreundersøkelse om reiseretningslinjer og kontrollrutiner hos de større kundene Konkurransetilsynet har foretatt en spørreundersøkelse blant noen av SAS' og Norwegians bedriftskunder om selskapenes retningslinjer for opptjening av bonuspoeng. Av de 51 selskapene som har svart, er det omlag 90 % av dem som tillater de ansatte å opptjene bonuspoenger i private bonusordninger. Samtidig oppgir nesten like mange at de har retningslinjer for bestilling av reiser. I en del tilfeller vil en ha en regel som typisk sier at en skal velge billigste billett. Spørreundersøkelsen viser at om lag halvparten av selskapene har endret sine innkjøpsrutiner eller retningslinjer de siste 10 årene. Et typisk trekk er at flere nå bestiller reisen gjennom nettportalen til et reisebyrå, mens færre bestiller direkte fra flyselskapenes hjemmeside eller via en sentral innkjøpsavdeling. I om lag 80 % av bedriftene er det den enkelte som selv bestiller reisen. Drøyt 30 % av bedriftene har i løpet av de siste 10 årene implementert flere pålegg og restriksjoner i reiseretningslinjene. Retningslinjer for bestilling kan bidra til å redusere prinsipal-agent problemet. Men når den enkelte person selv bestiller reisen, kan prinsipal-agent problemet elimineres kun dersom (i) retningslinjene legger føringer på den enkeltes bestilling og (ii) selskapet har kontrollrutiner som fanger opp eventuelle avvik fra retningslinjene og (iii) den enkelte ansatte risikerer sanksjoner dersom retningslinjene brytes. Svarene viser variasjon over de ulike bedriftene. I noen tilfeller har den reisende noe mindre handlingsrom, men uansett synes det som at den reisende har mulighet - i hvert fall i visse tilfeller - til å velge en fullprisbillett. Det kan for eksempel begrunnes med at reisen ble bestemt på kort varsel, eller returen er usikker. All den tid det er den reisende som best har innsyn i denne typen behov og endatil ofte kan påvirke disse og ledelsen tilsvarende har mindre innsyn, gir dette rom for et permanent prinsipal-agent problem. Hva angår kontrollrutiner, varierer også det mye fra selskap til selskap. Noen selskaper har oppgitt at de kun kontrollerer at den reisende bestiller gjennom den godkjente bestillingskanalen (for eksempel et reisebyrå), mens andre får avviksrapporter fra reisebyrå på enten avdelingsnivå eller personnivå. I så,måte avdekker spørreundersøkelsen og intervjuene et stort mulighetsrom for kontroll helt ned på enkeltpersoner, men varierende bruk av disse. 7
Sanksjoner mot brudd på retningslinjene varierer. Noen få selskaper uttaler at sanksjoner ikke benyttes, flere uttaler at det aldri har vært benyttet. En del selskaper uttaler at ved eventuelle avvik bes den ansatte om å forklare hvorfor det er et avvik. Noen benytter sterkere virkemidler og uttaler at de behandler avvik som en personalsak, og ett selskap uttaler endatil at det i sin ytterste konsekvens kan føre til oppsigelse. Oppsummert virker det som at gode kontrollmuligheter er til stede, men at det nok per i dag bare i varierende grad er benyttet. Hva som ville sigedd ved en eventuell opphevelse av det norske bonusforbudet er uklart, men det er ikke urimelig å tro at flere selskap ville gjort mer aktiv bruk av kontrollrutinene. Alt i alt er vårt inntrykk fra spørreundersøkelsen at flere bedrifter nå enn før har retningslinjer, men at det fortsatt er et prinsipal-agent problem hva angår bestilling av flyreiser. Så lenge et stort flertall av selskapene tillater privat opptjening av bonuspoeng samtidig som det er den ansatte selv som er ansvarlig for å bestille billettene vil dette være gjeldende. Hva kan vi lære fra de empiriske analysene? Det er mye usikkerhet i analysene som er gjort. Dels på grunn av dataperioden og endringene som har foregått, men mer spesifikt på grunn av deres indirekte natur og mangelen på relevante mulighter for direkte før-/etteranalyser av norsk innenriksdata. På bakgrunn av dette må vi være forsiktige i våre konklusjoner. Samtidig er det riktig å si at i den grad vi finner Eurobonuseffekter er disse signifikante og går hovedsaklig i den retning at Eurobonus påvirker pax positivt, spesielt blir C-pax påvirket positivt av økt bonusandel. Men, siden gruppen med fullprisbetalende er spesielt liten på utenriksruten, og effektene som måles generelt ildæ er store, blir dermed effektene på total pax ikke store. Gitt heterogeniteten i resultatene er vi derfor forsiktige når det kommer til overførbarheten av størrelseseffekten fra analysene, spesielt når det kommer til overføringsverdien til norsk innenriksmarked. Resultatene er forsåvidt også i tråd med det Steen og Sørgard (2011) konkluderer fra analysen av gullkortterskler i den forstand at det foreligger signifikante effekter av Eurobonus. Det viser seg at pax-effektene er små, men på den annen side kan det stilles spørsmål ved det kontrafaktiske alternativet som benyttes. Overføringsverdien til norsk innenriks er opplagt vanskelig å spekulere i, men det synes som at vi hvertfall kan si at på utenriksrutene som er analysert er det vanskelig å finne veldig store effekter av Eurobonusprogrammet. Det er imidlertid ikke urimelig å anta at effektene kan være større på innenriks siden forretningsandelen er vesentlig større her, både absolutt og relativt, men det har vi altså ildæ data til å teste ordentlig ut. En annen mulig svakhet, som også påpekt tidligere, er at det trolig foreligger positiv korrelasjonen mellom bonusandel og andel forretningskunder uansett. Parametrene kan dermed fange opp både en mulig innelåsingseffekt og det enkle faktum at kunden er forretningskunde 8
med naturlig høyere etterspørsel etter fullprisbilletter. I så måte så ville man vente at vi kanskje til og med overestimerte effekten av innelåsing gjennom vår innfallsvinkel, noe som er overraskende når vi allerede finner relativt små effekter. Dette siste slår i så fall trolig mest ut i C andelsmodellene. På den annen side har en i studien av C-klasseandel ikke målt den mulige effekten av at pris øker innen hver billettkategori, hvilket taler for at en undervurderer effekten av bonusprogrammet. I hvilken grad bedrifters ansatte kan la seg påvirke av Eurobonus i sine reisevalg er prøvd belyst gjennom Konkurransetilsynets spørreundersøkelse. Her finner man at gode kontrollmuligheter er til stede, men at det nok per i dag bare i varierende grad er benyttet. Hva som ville skjedd ved en eventuell opphevelse av det norske bonusforbudet er uklart, men det er ild(e urimelig å tro at flere selskap ville gjort mer aktiv bruk av kontrollrutinene. Flere bedrifter har retningslinjer nå enn før, men det er fortsatt et prinsipal-agent problem hva angår bestilling av flyreiser. 9