• No results found

5.3 T ester for paneldata

5.3.1 Hypotese-testing

F-testenviseromengruppeforklaringsvariablerharpartialeektpåavhengig

variabel. Nullhypotesen erat populasjonsparameterne samletsett erlik

0

:

H 0 : β 1 = β 2 = . . . = β k = 0

(5.48)

H 1 : β 1 6= β 2 6= . . . 6= β k = 0

For at alternativhypotesen skal holde må minst en av parametrene være

ulik

0

. Under

H 0

er t-verdien gitt ved

t = β ˆ j

se( ˆ β j ) ∼ t n − k − 1

, der

n − k − 1

er antall frihetsgrader. Dersom

|t| > c

, der kritisk verdi er bestemt slik at

P r(|t| > c) = 1 − α 2

,forkastes

H 0

.Vanligvis ersignikansnivået

α = 0, 05

.5

Uten bedriftspesikk variasjon i konstantleddet;

α 1 , α 2 , α 3 . . . α N = α

,

erstandard minste-kvadrat-metode esient.For at

β ˆ F E

eller

β ˆ RE

skalvære

esient estimator,måF-testen rapportere bedriftspesikk heterogenitet. F-

testentesternullhypotesenmotalternativhypotesenslikuttrykk(5.49)viser:

H 0 : α 1 = α 2 = . . . = α N = 0

(5.49)

H 1 : α 1 6= α 2 6= . . . 6= α N = 0

Dersom

H 0

holder, er det ingen individuell variasjon i konstantleddet, og

β ˆ M KM

er esient estimator. Alternativhypotesen er individuell variasjon i konstantleddet.

5

Det minste signikansnivået

H 0

kan forkastes til er gitt ved p-verdien. P-verdien,

P (T ) > |t|

, der

T

er en

t

-fordelt tilfeldig variabel med

n − k − 1

frihetsgrader, er en sannsynlighetsomliggermellom0 og1.Nærmerebestemt erp-verdiensannsynligheten

for å observereen så ekstremt-verdi at

H 0

forkastes. Til signikansnivå

α = 0, 05

forkastes

H 0

dersomp-verdienermindreenn0,05(Wooldridge,2003).

Børbedriftspesikkeekt,

α i

,behandlesdeterministiskellerstokastisk?Ge- nerelt gir Hausman-testen en sammenligning av to estimatorer,

β ˆ 0

og

β ˆ 1

.

Under

H 0

er

β ˆ 0

både konsistent og esient, og

β ˆ 1

kun konsistent. Derimot er

β ˆ 0

inkonsistent,men

β ˆ 1

fortsattkonsistent under

H 1

.For atdetskalvære

muligåforkaste

H 0

detværeensignikantforskjellmellomestimatorene.

Antaat

E{ǫ it x it } = 0

for alle

t

,slikat

β ˆ F E

erkonsistentestimatorfor

β

uavhengigavom

x it

og

α i

erukorrelertellerikke.Sidenfast-eekt-modellen eliminerer

α i

er denne formuleringen mulig.

β ˆ RE

er konsistent og esient

estimator for

β

kunhvis

x it

og

α i

erukorrelert. I tillegg må

E{ǫ it x it } = 0

.

Dette gir at

β ˆ F E

er konsistent under både

H 0

og

H 1

.

β ˆ RE

erkonsistent og

esient under

H 0

,meninkonsistent og inesient under

H 1

:

H 0 : E{ǫ it α it } = 0

(5.50)

H 1 : E{ǫ it α it } 6= 0

Generelter

β ˆ F E

mestrobust,men

β ˆ RE

fungererbestdersomdeteruavhen-

gighet mellomindividspesikkkomponent,

α i

,ogforklaringsvariabel,

x it

.

For å evaluere dieransevektoren

β ˆ F E − β ˆ RE

er det nødvendig å nne

kovariansmatrisen til dieransevektoren ved å estimere kovariansen mellom

β ˆ F E

og

β ˆ RE

.Fordi

β ˆ RE

eresientunder

H 0

,er det mulig å viseat dersom

H 0

holder,vil:

V ar{ β ˆ F E − β ˆ RE } = V ar{ β ˆ F E } − V ar{ β ˆ RE }

(5.51)

Kovariansmatrisentildieransevektorenergrunnlagetforevalueringav

( ˆ β F E − β ˆ RE )

. Generelt er det nødvendig å estimere kovariansen til vektordieran- senmellom

β ˆ F E

og

β ˆ RE

;

cov{ β ˆ F E − β ˆ RE }

.Uttrykketfor kovariansmatrisen forenkles siden

cov{ β ˆ F E − β ˆ RE } = 0

.Testobservator for Hausman-testen er gitt ved:

ξ H = β ˆ F E − β ˆ RE

V ar{ ˆ β ˆ F E } − V ar{ ˆ β ˆ RE } ∼ χ 2 k

(5.52)

der

V ar ˆ

erestimatforsannkovariansmatrise.Testobservatorenharenasym- ptotisk Chi-fordeling med

k

frihetsgrader, der

k

er antall

β

i regresjonen.

Hausman-testentesterom

β ˆ F E

ersignikant forskjelligfra

β ˆ RE

.Signikante

forskjellermellom estimatorene kanitillegg til korrelasjonmellom

x it

og

α i

komme av andre feilspesikasjoner i regresjonsmodellen som medfører for-

kasting av

H 0

. Utfallet av Hausman-testen avhenger av forholdet mellom testobservatorog kritiskverdi.

H 0

forkastesved høye verdierfor

ξ H

.Da

fallervalget på

β ˆ F E

,som gir konsistent estimatorfor

β

.Til lave verdierfor

ξ H

holder

H 0

,slikat

β ˆ RE

riktigestimator.Ifalloppnåsbådekonsistentog

esient estimatorfor

β

.Gittat regresjonsmodellen erkorrektspesisert,og attestengirsignikante resultaterviserHausman-testenombedriftspesikk

eekt,

α i

,og regressorene,

x it

erkorrelert (Verbeek,2004).

Regresjonsanalyse av

Standard variabel kraftpris

For å forklare hvorfor Standard variabel kraftpris gir høyere priser enn

Markedskraftovertidanalysererjegkraftleverandørenesresponspåendrin-

gerispotprisen. Hvor mye setter kraftleverandørene opp prisen iStandard

variabelkraftpris nårspotprisenøker? Erprisjusteringenidentisknårspot-

prisen faller? Dersom prisen i standardkontrakten er mer sensitiv for spot-

prisoppgangenn spotprisnedgang,kan dettevære medpåå forklarehvorfor

Markedskraft over tid gir lavere priser enn Standard variabel kraftpris.

Dersomdetderimoterslikatspotprisenermersensitivforspotprisnedgang,

mådet være andre forklaringer på hvorforStandard variabelkraftpris gir

høyere priserovertid.

Jeg tester om prisen i Standard variabel kraftpris er mer sensitiv for

opp- eller nedgang i spotprisen ved å inkludere etinteraksjonsledd mellom

variablenespotprisogoppgangiregresjonsmodellene.Tolkningenavinterak-

sjonsleddetstårderforsentraltianalysen.JegundersøkerogsåomStandard

variabel kraftpris skjermer kundene mot kraftige svingninger i spotprisen

vedåundersøke omkontraktenglatterut svingningerispotprisen. Medfor-

brukinkludertsomuavhengigvariabeltesterjegomhøytforbrukerkorrelert

med lav margin, slik at Standard variabel kraftpris demper svingninger i

spotprisen.

Når Standard variabel kraftpris gir høyere priser enn Markedskraft

overtid,erdetgrunn tilåstille spørsmålstegnvedomkonkurransenmellom

leverandøreravStandard variabelkraftpris fungerer eektivt. Er leveran-

dører av Standard variabel kraftpris i stand til å heve prisen gjennom

stilltiendeprissamarbeid?Jegviserempiriskat prissettingeniStandard va-

riabel kraftpris tyder på medsyklisksamarbeidspris i omsetningsleddet av

kraftmarkedet, fordi kraftleverandørene hever marginen over spotpris i pe-

rioder med lav spotpris. Det kan tyde på at kraftleverandørene setter opp

samarbeidsprisenifasermed høyt prottnivå imarkedet.

dard variabel kraftpris og spotpris for Fjordkraft og Ustekveikja Energi. I

motsetning til Fjordkraft som markerte segsom den dyrest kraftleverandø-

renidenforbruksveideanalysen,har UstekveikjaEnergioverlengre tidsatt

lave priser. Jeg analyserer margin over spotpris, og diskuterer hvor hyppig

dissekraftleverandørene endrer prisen iStandard variabelkraftpris.

Jeg starter med å teste om prisen er mer sensitiv for spotprisoppgang

enn spotprisnedgang. Deretter tester jeg om Standard variabel kraftpris

demper svingninger i spotprisen. Til slutt sammenligner jeg marginer hos

Fjordkraft ogUstekveikja Energi.

6.1 Regresjonsmodeller

For å teste om prisen i Standard variabel kraftpris er mer sensitiv for

spotprisoppgangennspotprisnedgang brukerjegetinteraksjonsleddmellom

spotprisog oppgang iregresjonsmodellen. Interaksjonsleddet fangeropp ef-

fekteravendringerispotprisen.Tolkningenavinteraksjonsleddetstårderfor

sentraltianalysen.Imodell(6.1)erforklaringsvariablenespotpris,oppgang,

interaksjonsleddetmellomdisse,samttidstrendinkludert somforklaringsva-

riabler:

p it = α i + β 1 sp t + β 2 sp 2 t + β 3 opp t + β 4 (sp t · opp t ) + β 5 t + β 6 t 2 + ǫ it

(6.1)

Avhengig variabel,

p it

, er prisen til kraftleverandør

i

i periode

t

. Anta at

bedriftspesikk heterogenitet er deterministisk som i fast-eekt-modellen i

ligning(5.2).Detbedriftspesikke konstantleddet,

α i

,inneholderuobserver-

te eekter som er karakteristisk for kraftleverandør

i

. Spotprisen Nord

Pool i periode

t

er gitt ved

sp t

. Kvadrert spotpris;

sp 2 t

, er inkludert i re-

gresjonsmodellen forå bestemme omspotprisen utviklersegsom enkonkav

eller konveks funksjon over tid. Dummy-variabelen,

opp t

, identiserer end- ring i spotprisen i periode

t

ved å skille spotprisoppgang fra spotprisned- gang. Dersom spotprisen øker i periode

t

, tar

opp t

verdi lik 1. Faller spot-

priseniperiode

t

,tar

opp t

verdilik0.Interaksjonsleddet;

(sp t · opp t )

,kobler

dummy-variabelen, som kun kan ta to verdier, med den kontinuerlige vari-

abelen spotpris.Interaksjonsleddetdierensiererderforeektene avopp-og

nedgangispotprisen. Nærmere bestemt testerinteraksjonsleddet omprisen

ermersensitiv for spotprisoppgangenn spotprisnedgang,fordi koesienten

til interaksjonsleddet måler i hvilken grad eekten av en spotprisoppgang

på pris er forskjellig fra en spotprisnedgang (Verbeek, 2004). Det er derfor

kombinasjonen av spotpris, dummy-variabel og interaksjonsleddet mellom

disse som tester om prisen i Standard variabel kraftpris er mer sensitiv

for spotprisoppgang enn spotprisnedgang.

1

Tidstrenden;

t

, kontrollerer for 1

Enalternativframgangsmåtesomgirekvivalentresultaterådeleutvalgetavhengig

avomspotprisenøkerellerfalleriperiode

t

for

t = 1, . . . , T

,foråestimeremodell(6.1)

om

p it

vokser eller minker med

β 5

over tid. Generelt fanger trendvariabler oppendringeriavhengigvariabelovertidsomikkeblir forklartavdeandre

uavhengige variablene i modellen. Ved å inkludere en kvadrert tidstrend

t 2

er det mulig å bestemme om trenden er en konveks eller konkav funksjon.

Detstokastiskefeilleddet for bedrift

i

iperioden

t

ergitt ved

ǫ it

.

Tabell6.1:RegresjonavpriseniStandardvariabelkraftpris 1999-2005.Avhengigvaria-

bel:Pris.Kilder:KT,NordPoologBKK.

Uavhengigvariabel Koesient Standardfeil t-verdi P>

|

t

|

95%

Konstantledd 5,0046 0,1626 30,78 0,000 4,6858 5,3233

Spotpris 0,7190 0,0200 35,87 0,000 0,6797 0,7583

Spotpris

2

0,0052 0,0005 9,89 0,000 0,0042 0,0063

Oppgang 0,5891 0,1351 4,36 0,000 0,3243 0,8540

Spotpris-oppgang -0,1546 0,0071 -21,88 0,000 -0,1685 -0,1408

Tidstrend 0,0169 0,0011 15,33 0,000 0,0148 0,0191

Tidstrend

2

-2,79e-05 2,94e-06 -9,48 0,000 -3,36-05 -2,21e-05

n=32,N=10208

Tabell6.1viserregresjonsresultatetformodell(6.1)basertpåfast-eekt-

modellen.Tilfeldig-eekt-modellengirtilnærmetlikekoesienter.Hausman-

testen erikke istandtil å skillemellom fast- ogtilfeldig-eekt-estimatoren.

Siden tilfeldig-eekt-estimatoren både er konsistent og esient under

H 0

i

ligning(5.50) ,blirdetisliketilfelleroftekonkludert medat forutsetningene

fortilfeldig-eekt-modellenholder.Farenvedåvelgetilfeldig-eekt-modellen

eråbegåtype-II-feil;beholde

H 0

nårdenneerusann.Fast-eekt-estimatoren erderimot konsistent under både

H 0

og

H 1

,og derfor mer robust. Itillegg

erfast-eekt-estimatoren funksjonelliregresjonsmodeller derforklaringsva-

riablene endres over

t

, men holdes konstant over

i

slik som i modell (6.1) .

Derfor velger jegå basere regresjonsanalysen påfast-eekt-modellen.

Såkaltføyningsmålviserihvilken grad estimertregresjonslinje passertil

observasjonene.Føyningsmålet,

R 2

,har verdiermellom 0 og 1.Innen kraft-

leverandørerer

R 2 = 0, 8743

. Detrapporteres fraværavkorrelasjon mellom feilleddogforklaringsvariabler.Tabell6.1viseratalleinkluderteforklarings-

variabler er sterkt signikante. Avhengig variabel,

p it

, er derfor relatert til

forklaringsvariablene i modell (6.1) på en deterministisk måte. Utfallet av

F-testen ved signikansnivå lik 0,05 er forkasting av

H 0

. Det er derfor be-

driftspesikk heterogenitet i utvalget, slik at både fast- og tilfeldig-eekt-

estimatoren ermer esient enn minste-kvadraters-metode-estimatoren.

2

separatforunderutvalgene.Fordeleneratstandardfeilenkalkuleresunderforutsetningen

omhomoskedastiske feilledd i hvertdelutvalg, mot forutsetningen omhomoskedastiske

feilleddiheleutvalgetiinteraksjonsleddmetodensomjegbruker.Estimertstandardavvik

iutvalgsfordelingentil

β j

blirdamerpresis.Framgangsmåtenegirforskjelligestandardfeil, menidentiskekoesienter(Verbeek,2004).

2

Kun asymptotiske egenskaper erkjent ved tilfeldigeektestimatoren. I stedet for å

rapportereresultateravF-testen,rapporteres

χ 2

.Samletsetterinkludertevariablerogså

signikanteitilfeldig-eekt-modellen.

dette spørsmålet tar jeg utgangspunkt i

E(p it |x kit )

som uttrykkerhvordan

gjennomsnittsverdien til

p it

endres når elementer i

x kit

endres. I tillegg til

inkluderte forklaringsvariabler påvirker også uobserverte faktorer avhengig

variabel.Derfor denererjegkunpartialeekter av

x kit

E(p it |x kit )

.3 Par-

tialeekten av

E(p it |x kit )

medhensyn

x 1it

,erden marginale endringen i

E(p it |x kit )

når

x 1it

økermedenenhet, gittatdeandreforklaringsvariablene holdes konstant (Wooldridge, 2002).

Koesienten til konstantleddet i tabell 6.1 viser at kraftleverandørene

har en gjennomsnittlig margin over spotpris på 5,01 øre/kWh i Standard

variabel kraftpris. Basert på utvalget er derfor pris ulik marginalkostnad.

Kraftleverandørene iutvalget eristandtilåholdeenvissmargin overspot-

pris.Partialeekten avspotprisgitt ved:

∂p it

∂sp t

= β 1 + 2β 2 sp ¯ + β 4 opp t =

β 1 + 2β 2 sp ¯ + β 4

hvis

opp t = 1 β 1 + 2β 2 sp ¯

hvis

opp t = 0

I tillegg til en konstant avhenger partialeekten av koesienten til spot-

pris,gjennomsnittligspotpris, gitt ved

sp ¯

,og verdien til dummy-variabelen i periode

t

. Gjennomsnittlig spotpris er 17,81 øre/kWh. Det betyr at ved spotprisoppgang vilenøkning ispotprisen på1 øre/kWhføretil at prisen i

Standard variabel kraftpris økermed 0,75øre/kWh. Ved spotprisnedgang

vil en reduksjon i spotprisen på 1 øre/kWh føre til at kraftleverandørene

redusererprisen iStandardvariabelkraftpris med0,90øre/kWh.Dette ty-

derpåatprisenistandardkontraktenermindreelastiskforspotprisoppgang

enn spotprisnedgang. Det må være andre forklaringer på hvorfor standard-

kontrakten gir høyere priser enn Markedskraft, enn at kraftleverandørene

lettere setter prisen opp enn ned. Siden den partialderiverte av spotprisen

erpositiv,har prisenøktidenaktuelle perioden.Nårdenandrederiverteav

spotprisenogsåerpositiv,harprisen utvikletsegsomen konveks funksjoni

detaktuelle tidsrommet. Det tyder påat prisen har økt gradvis fra etrela-

tivtlavt nivå ved startenavperioden, atetut, for såå øke gradvis motet

høyere nivå.

Partialeektenavdendiskontinuerligedummy-variabelenerensammen-

ligning av

E(p it |x kit )

i tilfellene

opp t = 1

og

opp t = 0

, gitt at alle andre

variabler holdes konstant (Wooldridge, 2002). Partialeekten avoppgang er

gitt ved:

∂p it

∂opp t

= β 3 + β 4 sp ¯

Partialeektenav

opp t

avhenger avnivåenetil oppgangog interaksjonsledd, samt gjennomsnittligspotpris. Partialeekten avoppgang uttrykkerforhol-

detmellom kraftleverandørenes justering avprisen ved spotprisoppgang og

3

Forutsetningene for å kunnedenere partialeekten av

x 1it

erat funksjonen

p it

er

dierensierbar,samtat

x 1it

erenkontinuerligvariabel.

Detbetyrat prisen økermed2,17 øre/kWh mindreved enspotprisoppgang

på1 øre/kWh, ennden fallerved spotprisnedgang på 1øre/kWh.

Partialeektenavtidstrenden ergitt ved:

∂p it

∂t = β 5 + 2β 6 ¯ t > 0

Partialeektenav

t

avhengeravenkonstant,menogsåavnivåettilkvadrert

tidstrendoggjennomsnittligverdiavtidstrenden;

t ¯ = 166, 514

.Partialeek- tenavtidstrendenerpositiv.Enrelevanttolkningavtrendvariabelenidenne

sammenhengenerat marginenoverspotprisharøktidenaktuelle perioden.

Det tyder på at leverandører av Standard variabel kraftpris i større grad

lykkesiåhevesinmarginoverspotprisi2005enni1999.Denandrederiverte

avtidstrenden ernegativ:

2 p it

∂t = 2β 6 < 0

Detviserattidstrendenerenstigendekonkavfunksjon.Detindikereatleve-

randøreravStandard variabelkraftpris haddeen lavmarginoverspotpris

istartenavperioden,menhøyereenmarginvedmidtenavperioden.Margi-

nenharfortsattåstigemotsluttenavperioden,menliggerpåetlaverenivå.

DettekantydepåleverandøreravStandardvariabelkraftpris isærliggrad

varistandtilheveprisovermarginalkostnadomkring2002-2003.Detviliså

fallvære isamsvar medden forbruksveide analysen avkraftprisavtaler som

viseratStandardvariabelkraftpris varspesieltliteprisgunstigforkundene

omkring2002-2003 sammenlignet medMarkedskraft.

Regresjon avmodell(6.1) viseratkraftleverandørenehar positivmargin

over spotpris.Nårpris erulikmarginalkostnad, tyder dettepå at kraftleve-

randøreneeristandtilåtjenepositivprott. Prisenistandardkontraktener

mindre sensitiv for spotprisoppgang enn spotprisnedgang. Trendvariabelen

tyder på at påslaget i Standard variabel kraftpris var størst i midten av

den aktuelle perioden.

4

For å teste hvordan prisen i Standard variabel kraftpris utvikler seg i

forholdtil svingningerispotpriseninkludererjegvariabelen forbrukiregre-

sjonen. Dersomdeter slikat Standard variabelkraftpris glatter ut sving-

ningene i spotprisen, skalhøyt forbruk være korrelert med lavt påslag. Jeg

tester derfor om kraftleverandørene har lave marginer i perioder med høy

4

Dersomjegfjernerannenhverukeidatasettetkandetværemedpååbryteoppeven-

tuellautokorrelasjonmellomfeilleddiulikeperioder.Koesienteneeruendret.Økerspot-

prisenmed1øre/kWh,økerprisenmed0,75øre/kWh.Fallerspotprisenmed1øre/kWh,

fallerprisenmed0,93øre/kWh.Hellerikkevedåta1.dieransenendresfortegnogstørrel-

sevedkoesientene.SpesikasjonavAR(1)-modellmedsammeforklaringsvariablersom

imodell (6.1)gir baredelvissignikantevariabler.Hellerikkevedåtabortforklarings-

variablergirAR(1)-modellenfornuftigeresultater.

lavt forbruk. Modell (6.2) viser regresjonen med forbruk,

f t

, inkludert som

uavhengig variabel:

p it = α i +β 1 sp t +β 2 sp 2 t +β 3 opp t + β 4 (sp t ·opp t )+ β 5 f t +β 6 t +β 7 t 2 +ǫ it

(6.2)

Tabell 6.2 viser regresjonsresultatene basert på fast-eekt-modellen. Også

variabelenforbrukersterktsignikant.Føyningsmålet innenkraftleverandø-

rerøkertil

R 2 = 0, 8746

.Dettyder noebedreføyning avregresjonslinjen gjennomobservasjonenemedforbrukinkludertsomforklaringsvariabel.

5

Det

rapporteres fortsatt ingen korrelasjon mellom feilledd og forklaringsvariab-

ler. Koesientene endres lite ved inklusjon av forbruk. Det kan forklares

Tabell6.2: Regresjon av prisen i Standard variabel kraftpris medforbruk 1999-2005.

Avhengigvariabel:Pris.Kilder:KT,NordPoologBKK.

Uavhengigvariabel Koesient Standardfeil t-verdi P>

|

t

|

95%

Konstantledd 4,8534 0,1658 29,28 0,000 4,5284 5,1783

Spotpris 0,6884 0,0211 32,61 0,000 0,6470 0,7298

Spotpris

2

0,0058 0,0005 10,71 0,000 0,0048 0,0069

Oppgang 0,6492 0,1356 4,79 0,000 0,3833 0,9150

Spotpris-oppgang -0,1569 0,0071 -22,16 0,000 -0,1708 -0,1430

Forbruk 0,0077 0,0017 4,58 0,000 0,0044 0,0110

Tidstrend 0,0178 0,0011 15,90 0,000 0,0156 0,0100

Tidstrend

2

-2,9e-05 2,95e-06 -9,83 0,000 -3,47e-05 -2,32e-05

n=32,N=10208

medatvariabelenforbruk fangeropp eektersomtidligereblemålt avand-

re forklaringsvariabler. Gjennomsnittlig margin over spotpris faller til 4,85

øre/kWh. Fortsatt er prisen mindre sensitiv for spotprisoppgang enn spot-

prisnedgang.Økerspotprisenmed1øre/kWh, økerpriseniStandardvaria-

belkraftpris med0,74øre/kWh.Går spotprisennedmed1 øre/kWh,faller

prisen med 0,90 øre/kWh. Partialeekten av oppgang viser at prisen øker

med2,14øre/kWhmindreved enoppgangpå1øre/kWh, enndenfallerved

ennedgangispotprisenpå1øre/kWh. Resultateneviserderforatkraftleve-

randøreneiutvalgetigjennomsnitthar relativtlavmarginnår spotprisener

høy,og relativthøymargin når spotprisenerlav. Eektavtrendvariabelen

eruendret.Partialeekten avforbruk ergittved:

∂p it

∂f t

= β 5

Øker forbruket med 1 GWh, så øker prisen med 0,01 øre/kWh. Når koef-

sienten til forbruk er positiv, er forbruk positivt korrelert med pris. Når

5

Forklartvariasjongåraldrinedvedinklusjonavereforklaringsvariabler.Settutfra

føyningsmålkommermodellermedmangevariableralltidminstlikebrautsommodeller

medfærrevariabler,utenatdissemodellenenødvendigviserbedreistandtilågipresise

koesienter(Verbeek,2004).

gin når spotprisen er lav, tyder dette på at standardkontrakten glatter ut

svingninger ispotprisen. Ved å inkludere forbruk iregresjonen har jeg vist

atStandardvariabelkraftpris dempervariasjonerispotprisenlokaltitid.

6

6.1.1 Medsyklisk samarbeidspris

øre/kWh

Lav margin

Høy margin Spotpris

Pris

Tid Høy samarbeidspris

Lav samarbeidpris

Samarbeidsprofitt Faktisk profitt

Tid

Samarbeid Fare for utbrudd Samarbeid

Figur6.1:Avveiningmellomsamarbeidogutbruddiforholdtilspotprisnivå.

Figur 6.1 viser at Standard variabel kraftpris glatter ut svingninger i

spotprisen. Kraftleverandørene har lavmargin i periodermed høy spotpris,

og høymargin ifaser medlavspotpris. Nedredelavgur 6.1viser en tolk-

ningav regresjonsresultateneav prisen iStandard variabelkraftpris satti

sammenheng med teorien for stilltiende samarbeid i markeder med stokas-

tiske svingninger i prottnivået i markedet bygget på (Bagwell og Staiger,

1997).

I perioder medlavspotpris har kraftleverandørene høy margin. Det ty-

derpå at kraftleverandørene er istand til å sette en høye samarbeidspriser

6

Ienloglineærmodell,derjegnnerelastisiteterframformarginaleekter,harjegin-

kludertspotpris,forbruk,tidstrendogoppgang.Regresjonavmodellenviseratprisenøker

med9,9 prosent mindre vedenspotprisoppgang enndenfallerveden spotprisnedgang.

Enøkningiforbrukpå1TWhgirenøkningiprisenpå3,7 prosent.Resultateneavden

loglineæremodellenerderforisamsvarmedregresjonavmodell(6.2).

gin i faser med høy spotpris. Det kan tyde på lav samarbeidspris i faser

med høy spotpris. Lavere margin i faser med lavt prottnivå tyder på at

kraftleverandørene setter ned samarbeidsprisen i nedgang. Det tyder på at

samarbeidspriseniomsetningsleddet avkraftmarkedetermedsyklisk.

Faktisk prottuttrykkerprott utensamarbeid. I faser medlav samar-

beidsprott erkostnadenavpriskriglav,ogfarenfor utbruddfrasamarbeid

stor.Kostnadenvedåbryteutifasermedlavsamarbeidspris errelativtlav,

fordifaktiskprottøkeriperiodeneetterutbrudd. Gittat kraftleverandøre-

ne neddiskonterer framtidig prott, taperkraftleverandørene derfor relativt

litepå å bryte ut på dette tidspunktet. For å motvirke gevinsten ved avvik

fra samarbeid måkraftleverandørene sette ned samarbeidsprisen slik at ut-

bruddsprottengårned.Etterhvertsomspotprisenfaller,økerkostnadenav

priskrigiframtidige perioder. Detvilføretil at kraftleverandørene igjen vil

sette høyere samarbeidspriser, fordi faren for priskrig gradvis blir mindre.

Samarbeidsprotten øker. Endringene avsamarbeidspris skjerikke nødven-

digvis systematisk. Varighet av fasene vil virke inn på kraftleverandørenes

vurderingavgevinst og kostnadavutbruddfra samarbeididag.

Gjennom prissamarbeid kan leverandører av Standard variabel kraft-

pris væreistandtilåhevepriseneistandardkontrakten. Dettekanforklare

hvorfor prisenistandardkontrakten overtid erhøyereenn iMarkedskraft.

I kontrakten som følger spotpris tett har kraftleverandørene ikke mulighet

tilå påvirkeprisen isammegradsom iStandard variabelkraftpris.Kraft-

leverandørene vil kunne utnytte sitthandlingsrom i standardkontrakten til

å øke prisene. Nårleverandører av Standard variabel kraftpris har lavere

marginerifasermedhøyspotpris,oghøyemarginerifasermedlavspotpris,

tyderdetpå medsyklisksamarbeidspris.

6.2 Marginanalyse

GjennomåsammenlignemarginerhosFjordkraftogUstekveikjaEnergiset-

terjeg fokus på hvordan kraftleverandører med ulike markedsandeler setter

prisen i Standard variabel kraftpris. Samtidig viser marginanalysen hvor

oftekraftleverandørene justerer prisen istandardkontrakten.

Figur 6.2 viser margin plottet mot spotpris for Fjordkraft i perioden

1999-2005.Fjordkrafthar positivemarginermarkertover nullidiagrammet.

Dersom prisen holdes konstant ved

p = A

overereperioder, erdieransen

mellom pris og spotpris i periode

t

gitt ved den lineære funksjonen

m it = A − sp t

,der

A

eren konstant. Grafen til denne funksjonener en rett linje.

Derettelinjene igur6.2 viserat Fjordkraftrelativtsjelden justererprisen

iStandard variabelkraftpris.Prisen holdes konstant over mangeuker. Til

sammenligning viser gur 6.3 margin plottet mot spotpris for Ustekveikja

Energi.ImotsetningtilFjordkraftharUstekveikjaEnergimargineromkring