Virkningen af afgiftsnedsættelser

Transkript

1 ANDERS MILH0J Virkningen af afgiftsnedsættelser på øl- og vinsalget I Danmark Afgiften på øl i Danmark blev nedsat med ca. 70 øre pr. normalflaske både for almindeligt øl (klasse I) og for stærkere øl. Samtidigt blev vinafgiften nedsat med ca. 4 kr. pr. normalfiaske. Disse nedsættelser fulgte efter de mindre nedsættelser , hvor afgiften på almindeligt øl faldt ca. 25 øre og afgiften på vin faldt ca. 1 kr. Afgiftsnedsættelserne blev fra politisk hold begrundet med hensynet til grænsehandlen, der var svulmet voldsomt op for almindeligt øl, efter at det ikke længere var muligt at opretholde restriktioner om, at danskere kun måtte hjemtage et beskedent kvantum, f.eks. to kasser øl, ved korte indkøbsture i Tyskland. Det er oplagt, at en afgiftsnedsættelse i Danmark øger danskernes incitament til at købe øl i Danmark frem for i Tyskland, men samtidigt kunne det tænkes, at afgiftsnedsættelsen førte til et generelt øget forbrug. "Nordiska Namnden for Alkohol- och Drogforskning" har givet mig til opgave at undersøge, hvorledes forbruget i Danmark blev påvirket af afgiftsnedsættelsen. Undersøgelsen er især koncentreret om øl, der dækker ca. 60 % af danskernes alkoholforbrug målt i 100 % ren alkohol, og - inden for de forskellige øltyper - især om almindeligt klasse I-øl, der dækker 85 % af ølsalget. Vin udgør knapt 30 % af danskernes alkoholforbrug, mens spiritus udgør de resterende lidt over 10 %. Undersøgelsen består i en analyse af afgiftsnedsættelsernes betydning for ølsalget i Danmark, idet ølsalget er delt op i typiske mærkevare øl og i lavprisøl, hvor prisfølsomheden på lavprisøl må antages at være størst. Desuden belyses grænsehandelsproblematikken ved hjælp af tal for ølsalgets fordeling på landsdele. Analyserne er baseret på relativt lange tidsserier af salgsoplysninger og prisoplysninger fra detailforretninger i hele landet. Udviklingen i vinsalget kan desværre ikke belyses med samme grundighed, da det ikke har været muligt at skaffe data. De foreliggende mere spredte oplysninger passer dog fint med det billede, analyserne af ølsalget giver. Som supplement til disse analyser af salgstal gengives også resultatet af et par stikprøveundersøgelser, der behandler danskernes drikkevaner og som indeholder information om de ændringer, der skete ved afgiftsnedsættelserne. De data, der ligger til grund for undersøgelsen, er skaffet fra forskellige kilder, og en del er af fortrolig karakter, da de omhandler oplysninger om markedsandele, salgsvolumen etc. Det er derfor ikke i alle tilfælde muligt at dokumentere analyserne med præcise henvisninger til kilder og tal. Ølmarkedet Der er i de senere år sket store omvæltninger på det danske marked for øl. Hvor tidligere de klas- Nordisk Alkoholtidskrift Vol. 70, 1993:6-319-

2 siske mærkevareøl - især selvfølgelig Carlsberg og Tuborg, men også lokale mærker - har domineret handlen, med en relativt fast pris, er der de senere år kommet lavprisøl på markedet. Det er f.eks. bryggerierne Wribroe og Harboe, der - ud over til det lokale marked nær bryggerierne - leverer billige øl i store mængder til butikskæder. Kæderne sælger disse øl til en pris, der godt kan være en til to kroner lavere pr. normalflaske end prisen for en mærkevare øl. Som svar herpå anvendes mærkevareøl i et samarbejde mellem bryggerier og detailhandel som slagvare, hvor en hel kasse mærkevare øl sælges ekstra billigt som "ugens tilbud". Effekten af dette er, at en større og større del af salget af mærkevare øl sker på tilbud, således at gennemsnitsprisen for en flaske solgt mærkevareøl nærmest har været dalende i perioderne mellem afgiftsnedsættelserne - i hvert fald målt i faste priser. Denne udvikling er ikke speciel for ølmarkedet. Discountbutikkernes fremmarch og de store kæders, f.eks. Brugsens, introduktion af et discountsortiment i de normale supermarkeder har sænket priserne i dansk detailhandel, så det i en vis forstand er blevet billigere at være dansk forbruger af dagligvarer. På denne baggrund er det svært at adskille effekterne af afgiftsnedsættelserne fra, hvad der ellers ville være sket på alkoholrnarkedet. Danskernes reale indkomstniveau har været næsten konstant i den betragtede periode, idet lønningerne kun er steget en anelse mere end priserne, der som nævnt har været næsten konstante, ligesom personskattetrykket ikke har ændret sig væsentligt. Den trængte situation på arbejdsmarkedet har dog betydet, at personer, der har vekslet mellem beskæftigelse og ledighed, har oplevet store individuelle realindkomstændringer, men de ses ikke på makroniveau. Det samlede forbrug af dagligvarer målt i mængder er faldet i de senere år, måske fordi andre udgiftsposter som telefon, forsikringer etc. er forøget, og fordi danskernes opsparingslyst er steget og gammel gæld afvikles, således at forbrugskvoten er faldet. Da danskernes forbrugsmuligheder således har været stort set uforandrede i den betragtede periode, vil der ikke i analyserne blive inddraget indkornstvariabler til forklaring af ølsalgets størrelse. Det skyldes også, at den eventuelle salgs stigning efter afgiftsnedsættelserne skal måles på måneds Figur 1. Index for salg af en lavprisøl, en mærkevareøl og for det totale ølsalg 2S0 zoo l 150 n d e x rod so basis, hvor det ikke er muligt at skaffe tal for realindkomsten på månedsbasis. Der er endnu ikke forløbet et år siden den seneste afgiftsnedsættelse, så det er ikke muligt at sammenligne forbruget for et helt år med forbruget året før. Desuden vil en sådan sammenligning være påvirket af alle de øvrige ændringer på markedet. Anvendes kortere tidsperioder, f.eks. forbruget på månedsbasis, må en pludselig salgsstigning, der indtræffer netop i forbindelse med afgiftsnedsættelsen, naturligvis kunne tilskrives nedsættelsen. Anvendelse af månedsdata giver imidlertid problemer med sæsonstrukturen, da der drikkes mere øl om sommeren end om vinteren. Det er imidlertid muligt ved hjælp af statistiske modeller at håndtere disse sæsonproblemer og derved sammenligne forbruget før og efter nedsættelsen. Udviklingen i ølsalget og ølprisen Figur 1 viser indeks for det samlede ølsalg i Danmark i årene 1987 til 1993, for salget af en mærkevare øl og for salget af en typisk lavprisøl, der først og fremmest sælges i discountbutikker. Figur 2 viser tilsvarende prisudviklingen for det samlede ølsalg og for salget af de to øltyper fra figur 1. Afgiftsnedsættelsen i juli 1991 og i oktober 1992 ses klart af figur 2, men den reelle pris har derudover været dalende i perioden, når den sammenholdes med en årlig inflation på omkring 2 %. Af figur 1 ses lavpris øllens fremmarch på

3 Figur 2. Salgspris i kr. for en lavprisøl, en mærkevareøl og for det totale ølsalg Figur 3. Sæsonrenset index for salg af en lavprisøl, en mærkevareøl og for det totale ølsalg p I 150 n d x mærkevareøllens bekostning, mens det samlede ølsalg har været stort set konstant, dog med en stigende tendens. Det er svært direkte at aflæse afgiftsnedsættelsens betydning af figur 1. Derfor viser figur 3 sæsonrensede tal (sæsonrensningen er foretaget ved en simpel anvendelse af sæsondummyvariabler, som beskrevet i næste afsnit) for ølsalget, hvoraf det fremgår, at salget er steget efter begge afgiftsnedsættelserne. Det gælder især for lavprisølmærket, hvilket ikke er overraskende, da en afgiftsnedsættelse på et fast ørebeløb pr. flaske betyder relativt mere for en billig øl end for en dyr. I næste afsnit skal vi nærmere studere sammenhængen mellem prisen på øl og salget af øl inden for rammerne af en statistisk model. Analyse af sammenhængen mellem ølpris og ølsalg Der foreligger data om detailsalg og detailpriserne for øl på 2-måneders basis for årene 1987 til foråret Undersøgelsen er koncentreret om almindeligt øl - klasse I-øl. Oplysningerne er indsamlet af et analysebureau ud fra en stor stikprøve af landets butikker, supermarkeder, varehuse etc. Der er i alt 39 observationer, hvor den første er fra tomånedersperioden december 1986/januar 1987 og den sidste er fra april/maj I det følgende beskrives den statistiske analyse af tallene. Da der findes sæsoneffekter i salget af øl, idet der sælges mest om sommeren og mindre om vinteren, er det nødvendigt at korrigere for sæson- udsvingene i den statistiske analyse. Det gøres på en simpel måde ved at indføre såkaldte sæsondummyvariabler i den statistiske model. Disse variabler er defineret ved f.eks. og dj = 1 hvis observationen er fra december/januar dj = O ellers. Tilsvarende defineres variablerne fm for februar/marts, am for april/maj, jj for juni/juli, as for august/september og on for oktober/november. For enhver observation er en og kun en af disse sæson- dummyvariabler lig med en, mens resten antager værdien nul. Summen af alle seks dummyvariabler er således lig med en, hvorfor et konstantled ikke kan medtages i en model, hvor alle seks sæson-dummyvariabler er med. I denne type analyse transformeres både prisen og salget sædvanligvis logaritmisk, da det giver en række fordele. En teoretisk statistisk fordel består i, at restledsvariansen stabiliseres, således at der undgås efficienstab pga. heteroskedasticitet. En fortolkningsrnæssig fordel er, at de estimerede regressionskoefficienter, (3cerne, kan fortolkes som relative ændringer, som vist nedenfor. Den samlede statistiske model bliver derfor log(salg) = (31 x log(pris) + {32 x dj {37 x on. De estimerede værdier af sæson-dummyvariab

4 lerne bekræfter, at det største salg finder sted om sommeren, hvilket jo umiddelbart ses af figur 1. Koefficienten til prisen estimeres til (31 = Denne negative værdi betyder, at hvis prisen falder 10 %, vil den solgte mængde stige ca. det halve, dvs. ca. 5 %. Da værdien er statistisk signifikant mindre end nul, er der altså påvist en sammenhæng imellem prisen på øl og den solgte mængde af øl. Udføres den samme analyse for mærkevare øl alene, fås værdien (31 = 0.08, mens værdien for en typisk discountøl er Sammenhængen mellem pris og salg er altså klarest for discountøl, hvor det ikke kan afvises, at koefficienten er lig med -l, hvilket betyder, at en prisnedsættelse på 10 % fører til en salgsfremgang på 10 %. For mærkevare øl er der derimod ikke nogen væsentlig sammenhæng mellem prisen og den solgte mængde. Estimationer af denne type afhænger naturligvis af de data, der ligger til grund. Man skal derfor være specielt opmærksom på, om der er enkelte måneder med usædvanlige begivenheder i ølpris og ølsalg, der særligt har påvirket analysen. Et eksempel var, at salget var voldsomt stort i juni/juli måske på grund af det gode vejr (der faldt ikke en dråbe regn i denne periode) eller måske som følge af det danske europamesterskab i fodbold. Det er også naturligt at undersøge, hvorledes estimaterne ville se ud i en analyse med data, hvor de 4 observationer efter oktober 1992 er udeladt. Tekniske problemer ved regressionsanalyser kan stamme fra autokorrelation eller heteroskedasticitet i modellens restled (se f.eks. Kousgaard & Milhøj 1993). Et eksempel kan være, at der findes flere observationer i træk med større ølsalg end de forklarende variabler tilsiger, altså en klump af store værdier af salget, måske efterfulgt af en tilsvarende klump af små værdier af salget. Sådanne klumper kunne f.eks. opstå pga. ikke-lineære sammenhænge. Modsat kunne det også tænkes, at et stort salg konsekvent blev efterfulgt af et lille salg, fordi forbrugerne i perioden med det store salg havde fyldt kældrene op og derfor ikke købte så meget perioden efter. Det er med statistiske tests og med grafiske metoder afprøvet, om analysens konklusioner er påvirket af den slags tekniske forhold. Naturligvis ændres de estimerede koefficienter lidt, når dataperioden ændres, eller hvis der tages højde for eventuelle autokorrelationer, men det generelle billede ændres ikke. Der er altså en sammenhæng mellem prisen og den solgte mængde, og denne sammenhæng ses tydeligst for de billige øl, men ikke for mærkevareøllerne, hvoraf nogle ligefrem tilsyneladende taber i salgsvolumen på trods af afgiftslettelserne. Grænsehandel med øl Afgiftsnedsættelserne blev især gennemført for at begrænse danskernes indkøb af øl og vin i Tyskland, hvor priserne er lavere pga. et lavere afgiftsniveau. Grænsehandlen i Tyskland er naturligvis af størst betydning i de egne af landet, hvorfra det er let at tage til Tyskland. Danskere i det sydligste Jylland kan stort set dagligt tage over grænsen på indkøb uden væsentlig transporttid og omkostninger. Længere nordpå i Jylland er det derimod kun praktisk og økonomisk muligt at foretage enkelte årlige indkøbsture til Tyskland, især efter at prisforskellen på benzin er blevet udjævnet. Men da der ikke længere er begrænsninger på, hvor meget øl der må hjemtages, ville en families samlede forbrug af øl alligevel kunne dækkes ved ganske få indkøbsture, hvis der var et tilstrækkeligt prisincitament. På Sjælland er det derimod langt dyrere at foretage indkøbsture til Tyskland efter øl, da man jo ikke kan medtage øl i større mængder ved f.eks. de organiserede busrejser til Tyskland med færgerne fra Lolland-Falster. Grænsehandlen mod Norge og Sverige går den modsatte vej, dvs. ud af Danmark. Den er især koncentreret om stærkt øl, da nordmænd og svenskere kun må hjemtage 6 flasker øl uanset styrke ved kortere besøg. Naturligvis drikkes en del af klasse I-øllet i Danmark af turister, men det øgede forbrug, der måske kunne forventes for nordmænd og svenskere i Danmark efter afgiftsnedsættelsen, er udeblevet. Det skyldes, at afgiftsnedsættelsen i efteråret 1992 faldt sammen med en udbredt krisestemning i Sverige med store offentlige besparelser og med valutauroen, der devaluerede den norske og den svenske krone kraftigt, %, over for den danske krone. Dermed er nordmænds og svenskeres incitament til handel i Danmark forsvundet for næsten alle varer. Så selvom stærke øl stadig er billigere og mere tilgængelige i Danmark end i Norge og Sve

5 Figur 4. Andel indkøbt i udlandet af danskernes forbrug af øl og vin Figur 5. Sæsonrenset index for salg af øl fordelt på landsdele Jyllimd P 20 r o c 15 n t 10 n d 100 e x Ar rige, er denne grænsehandel gået i stå. Analysebureauet GfK:lObserva har for FDB udført en stikprøveanalyse blandt danske forbrugere for at finde de enkelte detailhandelskæders markedsandele for forskellige varegrupper, herunder øl og vin. I denne analyse optræder også indkøbsstedet "Udland eller Engros': hvor betegnelsen "engros" dækker over f.eks. butiksindehaveres eget forbrug etc. Da dette forbrug er lille og stort set må være upåvirket af afgiftsnedsættelserne, kan disse tal opfattes som den andel af danskernes øl- og vinforbrug, der er købt i udlandet. Tallene viser, at 15 % af det s~t!llede forbrug af almindeligt klasse I-øl var købt i udlandet i tredje kvartal 1992, der var sidste kvartal før afgiftsnedsættelsen, og at andelen faldt til 8 % kvartalet efter. Disse tal skal naturligvis tages med et vist forbehold, da de svinger meget med f.eks. ferievaner, men de harmonerer godt med udtalelser fra Bryggeriforeningen om, at andelen af øl, der købes i Tyskland, er faldet fra godt 11 % i 1989 til knap 7 % efter afgiftsnedsættelsen i Ser man på udviklingen i grænsehandlen over en længere periode, viser figur 4, at procentdelen af klasse I-øl og vin, der er købt i udlandet, svinger meget, men er faldet efter afgiftsnedsættelserne både i 1991 og i Det ses af figuren, at allerede den lille afgiftsnedsættelse i 1991 havde en kraftigt begrænsende virkning på grænsehandlen. For Bryggeriforeningens medlemmer, som dog ikke omfatter alle bryggerier, der leverer lavpris øl, steg salget i perioden oktober 1992 til maj 1993 i forhold til samme periode året før med 2,7 % i hele landet. Stigningen i Jylland var imidlertid 6,4 %, mens den i Hovedstadsområdet kun var 0,8 % og kun var 0,9 % på Øerne i øvrigt. Det virker altså som om salgsstigningen kun fandt sted i Jylland, hvilket bekræftes af den nærmere analyse i næste afsnit af det samlede salg af klasse I-øl fordelt på landsdele. Den regionale fordeling af ølsalget Figur 5 viser sæsonrensede indekstal for ølsalget i Jylland, på Fyn og på Sjælland. Data er fundet på butiksniveau som før, og der betragtes almindeligt klasse I-øl. Der er sæsonrenset med sæsondummyvariabler. Det ses, at mens salget i Jylland har været stort set konstant eller svagt stigende i den viste periode, har salget på Sjælland nærmest været jævnt dalende. Figuren viser, at salget er steget efter afgiftsnedsættelsen i oktober 1992, men at stigningen først og fremmest er sket i Jylland, idet virkningen på Sjælland snarere har været en begrænsning af faldet. I dette afsnit skal vi nærmere studere, hvor i landet salget steg. Figur 5 viser klart, at salget steg mest i Jylland, og dette forhold skal vi nu redegøre for inden for rammerne af en statistisk model. Derved kan der sættes tal på de regionale forskelle i salget, hvorved det også bedre kan afgøres, om hele stigningen i salget skyldes, at grænsehandlen ikke længere er så attraktiv. Det samlede salg er opdelt i tre landsdele, Jyl- Nordisk Alkoholtidskrift Vol. IO, 1993:

6 land, Fyn og Sjælland med Hovedstadsområdet. For disse tre områder findes der opgørelser over salget for 19 tomåneders perioder fra og med april/maj 1990 til og med april/maj Som tidligere er det nødvendigt at tage højde for sæsoneffekterne ved hjælp af sæson-dummyvariablerne dj, fm, am, jj, as og on, som er defineret i foregående afsnit. Desuden indføres en dummyvariabel kaldet afgift, som antager værdien en for observationerne efter 1992 og nul før. Bemærk at der i første omgang ses bort fra effekten af den mindre afgiftsnedsættelse i juli De tre landsdele repræsenteres ved dummyvariabler, der for nemheds skyld kaldes Sjælland og Fyn. Variablen Sjælland er lig med en, hvis det er tal fra Sjælland og nul ellers, og variablen Fyn identificerer tilsvarende et tal fra Fyn. Hvis begge variablerne Fyn og Sjælland er lig med nul, er der altså tale om et tal fra Jylland. Effekten af afgiftsnedsættelsen i de enkelte landsdele studeres ved hjælp af vekselvirkningsparametre i modellen. Det gøres ved at indføre nye forklarende variabler, der for nemheds skyld kaldes afgiftsjælland og afgiftfyn. De er defineret ved hhv; og afgiftsjælland = 1 for observationer fra Sjælland efter oktober 1992 afgiftsjælland = O ellers afgiftfyn = 1 for observationer fra Fyn efter oktober 1992 afgiftfyn = O ellers Variablen afgiftsjælland er kun lig med en, hvis observationen er fra Sjælland og desuden er fra efter oktober Variablen afgiftsjælland er dermed lig med nul, enten hvis det er en observation fra Fyn eller Jylland, eller hvis det er en observation fra før afgiftsnedsættelsen Tilsvarende identificerer afgiftfyn en observation fra Fyn efter oktober Den samlede model bliver log(salg) = f3 l xdj f36xon + f37xsjælland + f3sxfyn + f39xafgift + f3lo xafgiftsjælland + f3n x afgiftfyn. I denne model repræsenterer koefficienten f3 9 til afgift virkningen af afgiftsnedsættelsen i Jylland. Virkningen på Sjælland er repræsenteret ved f3 9 + f3 l D' der er koefficienten til afgift plus koefficienten til afgiftsjælland, fordi begge variablerne afgift og afgiftsjælland er en for en observation fra Sjælland efter oktober Koefficienterne estimeres ved til afgift til afgiftsjælland til afgiftfyn f3 9 = f3 l0 = f3n = Koefficienten afgift f3 9 = svarer til, at salget i Jylland ifølge denne analyse steg ca. 18 % efter afgiftsnedsættelsen. Virkningen på Sjælland er repræsenteret ved = , der svarer til et fald på ca. 2 %. På Fyn svarer virkningen = til en stigning på omkring 14 %, dvs. nogenlunde som i Jylland, da estimatet for f3n ikke er signifikant forskelligt fra nul. Analysen kan udvides til også at omfatte afgiftsnedsættelsen i juli Det gøres ved at indføre en dummyvariabel, afgiftl, der er lig med en efter juli 1991 og nul før. Da tomånedersperioden juni/juli 1991 omfatter en måned før afgiftsnedsættelsen og en måned efter, sættes variablen afgiftl for denne observation til 0.5. Som i den foregående analyse indføres desuden vekselvirkninger for afgiftsnedsættelsens betydning på Sjælland, afgiftl-sjælland, og for dens betydning på Fyn, afgiftlfyn. Sammen med de 11 forklarende variabler, der i forvejen findes i modellen, giver det en model med i alt 14 forklarende variabler, der skal estimeres ud fra de givne 3 gange 19, dvs. i alt 57 observationer. Det giver en større estimationsusikkerhed end i analysen, hvori kun afgiftsnedsættelsen i oktober 1992 blev betragtet. Den samlede model er log(salg) = f3 l xdj f36xon + f37xsjælland + f3sxfyn + f39xafgift + f3lo xafgiftsjælland + f3n xafgiftfyn + f3 12 xafgiftl + f3 13 xafgiftlsjælland + f3 14 xafgiftlfyn. Parametrene, der beskriver afgiftsnedsættelsens betydning i denne model, estimeres til Nordisk Alkoholtidskritt Vol. 10, 1993:6-324-

7 til afgift til afgiftsjælland til afgiftfyn til afgiftl til afgiftlsjælland til afgift lfyn {39 = {310 = {3n = {312 = {313 = {314 = Det viser sig, at det ikke er muligt at adskille afgiftsnedsættelsernes virkning på Fyn fra virkningen i Jylland, da estimaterne for både {3n og {314 ikke er signifikant forskellige fra nul. Den estimerede værdi af koefficienten til afgift svarer til, at afgiftsnedsættelsen i juli 1991 i Jylland gaven stigning i salget på ca. 11 %, hvortil kommer en yderligere stigning på ca. 11 % efter afgiftsnedsættelsen i oktober Den sammenlagte virkning af de to stigninger er repræsenteret ved summen 0.213, der svarer til en stigning på omkring 24 % i Jylland. På Sjælland er virkningerne langt mindre. Virkningen på Sjælland af den første afgiftsnedsættelse er i modellen beskrevet ved {312 + {313' der estimeres til 0.039, hvilket omregnet svarer til en 4 % stigning. Den seneste afgiftsnedsættelse giver tilsvarende et fald på ca. 4 % i salget. Disse ændringer er dog ikke statistisk signifikant forskellige fra nul. Disse konklusioner virker robuste over for f.eks. udeladelse af enkelte observationer, og der synes heller ikke at være problemer med autokorrelation, som kan ændre konklusionen. Fra og med årsskiftet 1991/92 findes salget i Jylland opdelt i Sønderjylland, hvor grænsehandlen i Tyskland er af størst betydning, og det øvrige Jylland, hvor grænsehandlen selvfølgelig også er af betydning, men trods alt ikke er en dagligdags foreteelse. Da der kun foreligger fire observationer før afgiftsnedsættelsen i oktober 1992 og fire observationer efter, er det ikke muligt at udskille sæsoneffekterne ved hjælp af sæson-dummyvariabler som i de tidligere analyser. I stedet betragtes den andel, salget i Sønderjylland udgør af det samlede salg i Jylland, fordi denne andel ikke vil indeholde sæsoneffekter, blot sæsonmønsteret er det samme i Sønderjylland som i resten af Jylland. Figur 6 viser udviklingen i dette forhold. Det ses, at salget i Sønderjylland varierer omkring 12 % af det samlede salg i Jylland, men det ses også, at denne andel er steget efter oktober Beregnes gennemsnittet af de fire andele før oktober Figur 6. Ølsalg i Sønderjylland som andel af ølsalget i hele Jylland p r o c 12 n t , fås 11,65 %, mens gennemsnittet af de fire procenter efter 1992 er 12,98 %. En statistisk analyse viser, at denne stigning er signifikant. Tal fra en større butikskæde viser, at mens ølsalget i alle kædens butikker er steget 20 % fra første halvår 1992, altså før afgiftsnedsættelsen, til første halvår 1993, har stigningen været 40 % i en butik i Sønderjylland og 10 % i en butik på Sjælland. At der er tale om en generel forøgelse af ølsalget skyldes nok især, at det er salget i en lavpriskæde med en stigende markedsandel. Forskellen mellem det grænsehandelsfølsomme område i Sønderjylland og resten af landet er imidlertid markant. Udviklingen i vinsalget En del af tendenserne på ølmarkedet kan uden videre overføres til vinmarkedet. Vinforbruget i Danmark har i de sidste 25 år været jævnt stigende og udgør nu knap 30 % af danskernes registrerede alkoholforbrug målt i ren alkohol. Vin er imidlertid ikke en standardvare, der kan inddeles i lavprisvin og mærkevarevin lige så enkelt som øl, så det er umuligt at sammenligne vinsalget over længere perioder ved hjælp af tidsrækker. Vinsalget i Danmark var i første kvartal ,4 mio. liter mod 25,8 mio. liter samme kvartal året før. Spiritussalget faldt derimod til 1,123 mio. liter ren sprit i første kvartal 1993 fra 1,251 mio. liter samme kvartal året før. Umiddelbart ser det ud til, at afgiftsnedsættelsen har medført en stigning i År Nordisk Alkoholtidskrift Vol. IO, 1993:6-325-

8 Tabel l. Mænds alkoholforbrug belyst som antal genstande dagen før Måned 1979 mindst {m fem gen- stikprøvegenstand stande størrelse januar 56% 13% 789 februar marts 55% 10% 786 april maj 56% 11% 789 juni juli august 59% 15% 789 september oktober 55% 16% 789 november 53% 11% 789 december 1992 mindst en fem gen- stikprøve genstand stande størrelse 51.0% 10.7% % 12.5% % 14.5% % 11.9% % 20.5% % 10.2% % 13.4% % 17.5% % 15.0% % 12.4% 309 vinsalget og måske endda et tilsvarende fald i spiritussalget. Det er dog ikke muligt ud fra disse få oplysninger at vurdere, hvor stor en del af stigningen i vinsalget der kan tilskrives afgiftsændringerne, og hvor meget der skyldes, at vinforbruget stiger på bekostning af forbruget af spiritus og til dels øl. Afgiftsnedsættelsen har også haft en virkning på grænsehandlen med vin, jf. figur 4, der viser, at andelen af vin drukket i Danmark men indkøbt i udlandet er dalet fra et niveau på ca. 26 % før afgiftsnedsættelsen til ca. 14 % efter afgiftsnedsættelsen. Tilsvarende er det oplyst, at vinsalget i en større lavpriskæde er steget med 20 % på landsplan og hele 63 % i butikken i Sønderjylland, mens det kun er steget 16 % i en butik på Sjælland. For vin gælder, at en sænkning af afgifterne med 4 kr. pr. flaske naturligvis betyder mest for billige vine, der kan falde fra f.eks. 20 kr. til 16 kr. pr. flaske, end for dyrere vine, der f.eks. falder fra 100 kr. til 96 kr. flasken. Den største forøgelse af salget må derfor forventes for billig vin, der udgør en stor del af salget i denne kædes butikker. En stikprøveundersøgelse af alkoholforbruget Gallup har udført en analyse af danskernes alkoholforbrug i løbet af 1992 (Gallup 1992). Undersøgelsen er foretaget ved at spørge et udsnit af den voksne (over 14 år) danske befolkning om forbruget i går. De udvalgte personer blev bl.a. spurgt, om det antal genstande, de fik i går. Spørgsmåle- ne er stillet ved personlige interviews som et led i Gallups jævnlige undersøgelser af medievaner, forbrug, meninger etc. Undersøgelsen er en gentagelse af en helt tilsvarende undersøgelse i 1979 (Vilstrup & Nielsen 1981), hvilket giver gode muligheder for sammenligninger, selvom de rå data fra 1979 ikke længere er tilgængelige. Det er klart, at alkoholforbruget varierer meget i løbet af en uge, og der er derfor korrigeret for virkningen af ugedagene i analysen, ligesom det er sikret, at alle syv ugedage er repræsenteret. Tabel 1 viser andelen af mænd i stikprøven, der har drukket mindst en, resp. mindst fem genstande. Andelene i tabellen er korrigeret for ugedagseffekten, ligesom der ved Gallups sædvanlige vejningsmetoder er korrigeret for eventuelle aldersog bopælseffekter. Oplysningerne er opdelt efter måneder, idet der dog ikke er indsamlet oplysninger for alle måneder. Tabel 2 viser de tilsvarende tal for kvinder. Tabellerne viser, at der måske er en tendens til, at flere angiver at have drukket i 1992 end i også før afgiftsnedsættelsen. Det er således nødvendigt at korrigere for denne generelle forbrugs stigning, således at en eventuel større udbredelse af alkoholforbruget ikke fejlagtigt opfattes som en følge af afgiftsnedsættelsen. Ligeledes kan der være en årstidseffekt, idet en større andel tilsyneladende har drukket om sommeren end om vinteren. Desuden er der jo den velkendte effekt, at mænd drikker betydeligt mere end kvinder. De statistiske analyser udføres som logistiske regressionsanalyser (se f.eks. Cox & Snell 1989),

9 Tabel 2. Kvinders alkoholforbrug belyst som antal genstande dagen før Måned 1979 mindst en fem gen- stikprøvegenstand stande størrelse januar 40% 6% 812 februar marts 33% 3% 811 april maj 35% 6% 810 juni juli august 31% 3% 812 september oktober 37% 5% 812 november 35% 6% 812 december 1992 mindst en fem gen- stikprøve genstand stande størrelse 34.7% 4.0% % 3.4% % 3.6% % 3.3% % 8.9% % 3.7% % 4.7% % 4.3% % 5.4% % 5.4% 296 fordi effekten af afgiftsnedsættelsen ved denne analysemetode kan isoleres fra øvrige forhold, der har haft indflydelse på alkoholforbruget. I den logistiske regressionsmodel undersøges, hvorledes hyppigheden for en hændelse afhænger af forskellige baggrundsvariabler. I dette tilfælde er hændelserne f.eks., at personen drak mindst en genstand i går. Kaldes sandsynligheden for denne hændelse p, er log odds til p defineret ved log-odds = log( -IP ) -P Omvendt findes p ud fra log-odds ved p = exp(log-odds) l + exp(log-odds) I den logistiske regressionsmodel beskrives logodds ved hjælp af en række baggrundsvariabler som De forklarende variabler xl'.., x k kan enten være en talværdi, f.eks. en persons alder, eller de kan være såkaldte dummyvariabler. I denne analyse anvendes kun dummyvariabler, f.eks. x mand = l, hvis personen er en mand, og x mand = O, hvis det er en kvinde. Tilsvarende anvendes dummyvariabler af typen x januar = l, hvis personen er spurgt i januar måned, og Xjanuar = O ellers. For afgiftsnedsættelsen anvendes dummyvariablen x afglit = l, hvis personen er spurgt efter oktober 1992, og x afglit = O, hvis personen er spurgt før. Koefficienten hertil er ca. {3afglit = 0.1 for hændelsen drak mindst en genstand i går. Det betyder, at log-odds til denne hændelse steg med ca. 0.1 som følge af afgiftsnedsættelsen. Virkningen på hyppigheden kan beregnes ud fra ovenstående formler, men den afhænger af hyppigheden p. For 1992, hvor de rå data er tilgængelige, viser en analyse, at der drikkes mere efter afgiftsnedsættelsen 1. oktober end før, når der korrigeres for køns- og ugedagseffekten. Forøgelsen af forbruget er klarest for andelen, der har drukket mere end en genstand, mens forøgelsen af andelen, der har drukket mindst fem genstande, ikke er så klar. I denne analyse er der imidlertid ikke taget højde for årstidseffekten i alkoholforbruget. Det kan gøres ved at sammenholde sæsonvariationen i alkoholforbruget i 1979 med forbruget i Desværre er de rå data for 1979 ikke tilgængelige, så denne del af analysen kan kun udføres med Gallups oprindelige vejning for ugedagseffekter. I analysen bestemmes også en generel stigning i forbruget fra 1979 til 1992, og der korrigeres selvfølgelig for kønseffekten. Denne del af analysen viser, at andelen, der angiver at have drukket mindst en genstand, er steget lidt fra 1979 til 1992, mens andelen, der har drukket mindst fem genstande, ikke er steget væsentligt. Afgiftsnedsættelsen har haft den yderligere effekt, at andelen med mindst en genstand er steget med ca. to procentpoint. Dette er dog en signifikant stigning. For andelen, der har drukket mindst fem genstande, har der også været en stigning, der dog ikke er signifikant

10 For hyppigheden p = 0.5 før afgiftsnedsættelsen, hvilket nogenlunde svarer til forholdene for mænd, er log-odds før afgiftsnedsættelsen log-odds = log ( 1~~.5) = O. Som følge af afgiftsnedsættelsen stiger log-odds til 0.1, og hyppigheden bliver derfor p = exp(o.l) = exp(o.l), altså 52,S %. For p = 0.25, hvilket er lidt mindre end den typiske andel af kvinder, der fik mindst en genstand dagen før, finder man tilsvarende. log-odds = log (1~~) = I dette tilfælde stiger log-odds til , og dermed øges hyppigheden fra 0.25 til exp( ) P = 1 + exp( ) = , altså 26,9 %. Stigningerne i hyppighederne ses at være små, men da datamaterialet er ret stort, er de altså signifikant større end nul. Deles denne del af analysen op i mænd for sig og kvinder for sig, ses, at den sikreste forøgelse findes for mænd, der har drukket mindst en genstand, mens andelen af mænd, der har drukket mindst fem genstande, samt de tilsvarende andele for kvinder ikke er steget signifikant. Disse signifikanstests viser, at flere drikker mindst en genstand om dagen efter afgiftsnedsættelsen end før. Dette gælder især for mænd. For kvinder og for andelen af mænd, der drikker mindst fem genstande dagen før, er de tilsvarende stigninger til stede, men de er mindre og kan derfor være opstået ved tilfældigheder i dataindsamlingen. Det er naturligvis muligt at indsamle større stikprøver for mere præcist at afgøre, om de forskellige andele er steget. Konklusion Den grafiske analyse af data for salget af øl viser, at ølsalget i Danmark er nogenlunde konstant. Der har måske været tale om svag nedgang i salget i perioden 1987 til 1991, efterfulgt af en vis fremgang. Observationerne efter den seneste afgiftsnedsættelse kunne tyde på en stærkere stigning i salget. Hvor meget af disse ændringer i salget, der rent faktisk afspejler ændringer i danskernes forbrug af øl, er derimod sværere at afgøre. Det skyldes, at en meget stor del - op til ca. 16 % - af danskernes ølforbrug har været købt i udlandet, og at afgiftsnedsættelserne har ført en del af denne grænsehandel tilbage til Danmark. Tallene fra de enkelte landsdele kunne tyde på, at hele stigningen i salget skyldes, at grænsehandlen er mindsket. Den stærkt stigende andel af danskernes ølforbrug, der retter sig mod de udprægede lavprisøl, tyder dog på, at danskernes forbrug af øl er påvirkeligt over for prisændringer, således at især forbruget af lavprisøl er steget noget. Desværre har det ikke været muligt at studere vinsalget lige så detaljeret pga. mangel på data. De foreliggende oplysninger tyder imidlertid på et stigende salg i Danmark efter afgiftsnedsættelsen, samtidigt med at grænsehandlen er mindsket. Det har dog ikke været muligt at konkludere, om også forbruget og ikke kun salget er steget, da det ikke vides, om det øgede salg kun skyldes flyttet grænsehandel. En stikprøveanalyse blandt alle danskere tyder på, at en større andel af danskerne har et dagligt alkoholforbrug. Denne andel er tilsyneladende vokset lidt efter afgiftsnedsættelsen i Når denne oplysning sammenholdes med, at det samlede forbrug stort set er konstant, kan det kun skyldes, at forbruget er blevet mere spredt over befolkningen og over ugens dage, uden at være vokset i samlet omfang. REFERENCER Cox, D. R. & Snell, E. J.: Analysis of binary data, 2nd ed. Chapman and Hall, London 1989 Kousgaard, N. & Milhøj, A.: Anvendt regressionsanalyse for samfundsvidenskaberne, Akademisk forlag, København 1993 Vilstrup, H. og Nielsen, P. E.: Alkoholforbrugets fordeling i den danske befolkning i Ugeskrift for Læger (1981) side Gallup (1992): Alkoholvaner 1992, Projekt nr