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
. UnderH 0
er t-verdien gitt vedt = β ˆ j
se( ˆ β j ) ∼ t n − k − 1
, dern − k − 1
er antall frihetsgrader. Dersom
|t| > c
, der kritisk verdi er bestemt slik atP r(|t| > c) = 1 − α 2
,forkastesH 0
.Vanligvis ersignikansnivåetα = 0, 05
.5Uten bedriftspesikk variasjon i konstantleddet;
α 1 , α 2 , α 3 . . . α N = α
,erstandard minste-kvadrat-metode esient.For at
β ˆ F E
ellerβ ˆ RE
skalværeesient 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, ogβ 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|
, derT
er ent
-fordelt tilfeldig variabel medn − k − 1
frihetsgrader, er en sannsynlighetsomliggermellom0 og1.Nærmerebestemt erp-verdiensannsynlighetenfor å observereen så ekstremt-verdi at
H 0
må forkastes. Til signikansnivåα = 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
ogβ ˆ 1
.Under
H 0
erβ ˆ 0
både konsistent og esient, ogβ ˆ 1
kun konsistent. Derimot erβ ˆ 0
inkonsistent,menβ ˆ 1
fortsattkonsistent underH 1
.For atdetskalværemuligåforkaste
H 0
mådetværeensignikantforskjellmellomestimatorene.Antaat
E{ǫ it x it } = 0
for allet
,slikatβ ˆ F E
erkonsistentestimatorforβ
uavhengigavom
x it
ogα i
erukorrelertellerikke.Sidenfast-eekt-modellen eliminererα i
er denne formuleringen mulig.β ˆ RE
er konsistent og esientestimator for
β
kunhvisx it
ogα i
erukorrelert. I tillegg måE{ǫ it x it } = 0
.Dette gir at
β ˆ F E
er konsistent under bådeH 0
ogH 1
.β ˆ RE
erkonsistent ogesient under
H 0
,meninkonsistent og inesient underH 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,menβ 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 nnekovariansmatrisen til dieransevektoren ved å estimere kovariansen mellom
β ˆ F E
ogβ ˆ RE
.Fordiβ ˆ RE
eresientunderH 0
,er det mulig å viseat dersomH 0
holder,såvil: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- senmellomβ ˆ F E
ogβ ˆ RE
;cov{ β ˆ F E − β ˆ RE }
.Uttrykketfor kovariansmatrisen forenkles sidencov{ 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 medk
frihetsgrader, derk
er antallβ
i regresjonen.Hausman-testentesterom
β ˆ F E
ersignikant forskjelligfraβ ˆ RE
.Signikanteforskjellermellom estimatorene kanitillegg til korrelasjonmellom
x it
ogα 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
måforkastesved høye verdierforξ H
.Dafallervalget på
β ˆ F E
,som gir konsistent estimatorforβ
.Til lave verdierforξ H
holderH 0
,slikatβ ˆ RE
riktigestimator.Isåfalloppnåsbådekonsistentogesient estimatorfor
β
.Gittat regresjonsmodellen erkorrektspesisert,og attestengirsignikante resultaterviserHausman-testenombedriftspesikkeekt,
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 kraftleverandøri
i periodet
. Anta atbedriftspesikk 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 på NordPool i periode
t
er gitt vedsp 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 periodet
ved å skille spotprisoppgang fra spotprisned- gang. Dersom spotprisen øker i periodet
, taropp t
verdi lik 1. Faller spot-priseniperiode
t
,taropp t
verdilik0.Interaksjonsleddet;(sp t · opp t )
,koblerdummy-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 1Enalternativframgangsmåtesomgirekvivalentresultaterådeleutvalgetavhengig
avomspotprisenøkerellerfalleriperiode
t
fort = 1, . . . , T
,forsååestimeremodell(6.1)om
p it
vokser eller minker medβ 5
over tid. Generelt fanger trendvariabler oppendringeriavhengigvariabelovertidsomikkeblir forklartavdeandreuavhengige 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
iperiodent
ergitt vedǫ 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
iligning(5.50) ,blirdetisliketilfelleroftekonkludert medat forutsetningene
fortilfeldig-eekt-modellenholder.Farenvedåvelgetilfeldig-eekt-modellen
eråbegåtype-II-feil;beholde
H 0
nårdenneerusann.Fast-eekt-estimatoren erderimot konsistent under bådeH 0
ogH 1
,og derfor mer robust. Itilleggerfast-eekt-estimatoren funksjonelliregresjonsmodeller derforklaringsva-
riablene endres over
t
, men holdes konstant overi
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 tilforklaringsvariablene 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
.Samletsetterinkludertevariablerogsåsignikanteitilfeldig-eekt-modellen.
dette spørsmålet tar jeg utgangspunkt i
E(p it |x kit )
som uttrykkerhvordangjennomsnittsverdien til
p it
endres når elementer ix kit
endres. I tillegg tilinkluderte forklaringsvariabler påvirker også uobserverte faktorer avhengig
variabel.Derfor denererjegkunpartialeekter av
x kit
påE(p it |x kit )
.3 Par-tialeekten av
E(p it |x kit )
medhensyn påx 1it
,erden marginale endringen iE(p it |x kit )
nårx 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
hvisopp t = 1 β 1 + 2β 2 sp ¯
hvisopp t = 0
I tillegg til en konstant avhenger partialeekten av koesienten til spot-
pris,gjennomsnittligspotpris, gitt ved
sp ¯
,og verdien til dummy-variabelen i periodet
. Gjennomsnittlig spotpris er 17,81 øre/kWh. Det betyr at ved spotprisoppgang vilenøkning ispotprisen på1 øre/kWhføretil at prisen iStandard 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 tilfelleneopp t = 1
ogopp t = 0
, gitt at alle andrevariabler 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 funksjonenp it
erdierensierbar,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,menogsåavnivåettilkvadrerttidstrendoggjennomsnittligverdiavtidstrenden;
t ¯ = 166, 514
.Partialeek- tenavtidstrendenerpositiv.Enrelevanttolkningavtrendvariabelenidennesammenhengenerat 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 somuavhengig 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 pånoebedreføyning 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, erdieransenmellom pris og spotpris i periode
t
gitt ved den lineære funksjonenm it = A − sp t
,derA
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