sou · GVB324 · 2008-01-01 00:00:00 — restidsavgifterna, d.v.s. i län där avstånden mellan djurägare och veterinär faktiskt är större varierar förrättningspriserna i själva ver- ket mindre mellan djurägare p.g.a. att alla omfattas av avgiftstaken (se diskussion i fotnot 33, sidan 26). Det kan också noteras att variablerna Ln (DV-stat./PV) och Ln P × Ln (DV-stat./PV) har bytt tecken jämfört med i skattningarna för samtliga djurslag och nötkreatur. Djurägare i län med fler distriktsveterinärer per privatpraktiserande veterinär än genom- snittet efterfrågar således färre DV-förrättningar, variabeln Ln (DV-stat./PV), vilket är oväntat. Djurägarna i län med fler dis- triktsveterinär-stationer per privatpraktiker är dock mindre pris- känsliga, effekten av variabeln Ln P × Ln (DV-stat./PV). Detta är vad vi skulle ha väntat oss eftersom djurägare i län med fler DV- stationer per privatpraktiker har sämre möjligheter att ersätta DV- förrättningar med förrättningar av privatpraktiserande veterinärer. Den största effekten på antalet DV-förrättningar har antalet svin i besättningen. Tecknet är negativt, vilket kan bero på att djurägare med större svinbesättningar satsar mer på förebyggande åtgärder. Om grundeffekten av skillnader i förrättningspris vore negativ tycks det också som om priskänsligheten minskar ju större be- sättningen är, effekten av interaktionstermen Ln P × Ln (Svin). Detta är inte märkligt givet att efterfrågan på veterinärtjänster, och därmed veterinärkostnaderna, minskar med antalet svin. Års- variablerna anger att det efterfrågades fler DV-förrättningar för svin än . Vi finner också att priskänsligheten för DV-förrättningar för får (Tabell 4.2d nedan) är låg (Ln P inte statistiskt signifikant skiljd från 0). De enda statistiskt signifikanta variablerna är interaktions- termen mellan djurägarens ålder (Ln P × Ln (Ålder)), antalet får (Ln Får) och årsvariablerna. Äldre djurägare efterfrågar fler DV- tjänster än yngre (även om grundeffekten av åldersskillnader inte riktigt är statistiskt signifikant skiljd från 0) och är mer pris- känsliga. Detta överensstämmer med resultaten för alla animalie- produktionens djur och för nötkreatur ovan. Efterfrågan på DV- förrättningar ökar med antalet får i besättningen och djurägarna blir priskänsligare när besättningsstorleken ökar, vilket också stämmer med tidigare hypoteser. Slutligen efterfrågades det fler DV-förrättningar för får – 2005 än . Det sista kan bero på att antalet får i landet har ökat successivt över tiden SOU 2007:24 Bilaga 6 Tabell 4.2d: Priskänslighet hos DV-förrättningar – endast får (Fixed Effects modell) Ln (DV-stat./PV) Ln P × Ln (DV-stat./PV) Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Får) Hausman test mot Random Effects modell: 180,16 P-värde (10 d.f): 0,000 Log-Likelihood: 175 776,3 Beträffande DV-förrättningar avseende fågel kan det åter konsta- teras att priskänsligheten är låg (Ln P inte statistiskt signifikant skiljd från noll). Det görs, som väntat, färre DV-förrättningar i dis- triktsveterinärglesare län (effekten av variabeln Ln (Km2P P/DV)). Interaktionstermen mellan förrättningspris och DV-gleshet är dock inte statistiskt signifikant skiljd från noll. Den troligaste or- saken till detta är åter att variabeln inte lyckas mäta skillnader i av- ståndsberoende förrättningspriser tillräckligt bra. Effekten av hög- re ålder (erfarenhet) är som i tidigare skattningar, både vad gäller antalet förrättningar och deras priskänslighet. Efterfråga faller och priskänsligheten minskar med antalet fåglar. Som i fallet med svin- förrättningar ovan, kan båda resultaten förklaras av att använd- ningen av förebyggande åtgärder ökar med besättningens storlek. Slutligen efterfrågades det fler DV-förrättningar för fåglar – 2005 än det gjordes . Bilaga 6 SOU 2007:24 Tabell 4.2e: Priskänslighet hos efterfrågan på DV-förrättningar – endast fågel (Fixed Effects modell) Ln (KmP /DV) Ln (DV-stat/PV) Ln P × Ln (DV-stat/PV) Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Fåglar) Ln P × Ln (Fåglar) Hausman test mot Random Effects modell: 1 256,58 P-värde (11 d.f): 0,000 Log-Likelihood: 344 002,2 Vad det gäller efterfrågan på DV-förrättningar för hästar saknas en del av den information som vi har för animalieproduktionens djur. Således finns det inte uppgifter om samtliga DV-förrättningar för hästar utan endast om sådana som avser hästar med ett PPN- nummer (d.v.s. hästar som finns på jordbruksföretag). Vidare sak- nas information om priserna på de varor och tjänster som hästarna producerar (ridlektioner, turistturer, osv.). Slutligen, om vi vill undersöka effekten på efterfrågan på DV-förrättningar av antalet hästar som finns hos djurägaren, finns bara information om detta . Eftersom priset på DV-förrättningar endast varierar mellan åren går det inte att skatta effekten av skillnader i hästantal och denna variabel har uteslutits från regressionerna. Det kan då först konstateras att grundeffekten av priset på DV- förrättningar förefaller märklig. Den antyder att efterfrågan ökar när priset stiger och den är statistiskt signifikant skiljd från 0 (t- värdet större än 1,96 och P-värdet mindre än 0,05). Övriga effekter är dock i linje med vad som skulle ha förväntats. Tabell 4.2f: Priskänslighet hos efterfrågan på DV-förrättningar – endast häst (Fixed Effects modell) Ln (KmP /DV) Ln (DV-stat./PV) Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Hausman test mot Random Effects modell: 140,19 P-värde (8 d.f): 0,000 Log-Likelihood: 152 697,7 Det orealistiska resultatet för effekten av förändringar av priset på DV-förrättningar kan bero på avsaknaden av viktig information om hästägarna. Det kan t.ex. tänkas att priserna på de varor och tjän- ster som hästar producerar har ökat och att utveck- lingen för priset på DV-förrättningar för hästar följer dem. I så fall skattar vi egentligen efterfrågans känslighet för förändringar i pri- set på hästtjänster och då blir det positiva tecknet för prisför- ändringar inte konstigt. Det kan också vara så att hästarna används i ren hobbyverksamhet. För att isolera effekten av förändringar i förrättningspriset, skulle vi i så fall ha behövt undersöka hur skillnader mellan hästägarna ifråga om inkomster påverkar efter- frågan på DV-förrättningar. Om inkomsterna har ökat under peri- oden (och utvecklingen för priset på DV-förrättningar följer in- komstutvecklingen) är det möjligt att vi i själva verket skattar hur känslig efterfrågan är för inkomstförändringar. Priseffekten blir då heller inte konstig. Emellertid saknar vi inkomstuppgifter för häst- ägarna. Mot bakgrund av dessa problem vill vi därför varna för att dra några slutsatser om konkurrensförhållandena på marknaden för hästförrättningar från resultaten i Tabell 4.2f. Efterfrågan på DV-förrättningar under jourtid Efterfrågan på DV-förrättningar under jourtid diskuteras endast utifrån skattningsresultaten för animalieproduktionens djur som helhet. Detta beror på att det begränsade antalet observationer för respektive djurslag (utom nöt) gör skattningarna osäkra. Uppdelningen i två slags jourkategorier med olika priser är problematisk då det innebär att det inte är självklart vilket jour- pris som skall användas. Vi har valt att konstruera ett genom- snittligt pris med vikten 0.5 för priset under morgnar efter- middagar och (vanlig jour) och vikten 0,5 för nattjour- priset. Konstruktionen kan diskuteras då den underförstått innebär att det antas att sannolikheten att djuret blir sjukt är lika stor under de två olika typerna av jourtid. Om man studerar antalet DV-för- rättningar under de olika slagen av jourtid (Tabell 3.4a) framgår att det görs betydligt fler förrättningar under vanlig jour än . Eftersom antalet förrättningar under respektive typ av jour kan antas bero på skillnader i pris mellan de olika typerna av jour, går det dock inte att använda förrättningarnas fördelning mellan vanlig- och nattjour för att konstruera vikterna för genom- snittspriset. Det skulle nämligen innebära att förklaringsvariabeln jourpris inte var oberoende av den variabel som den skall förklara (antalet DV-förrättningar). Resultaten framgår av Tabell 4.3 nedan. Tabell 4.3: Priskänslighet hos efterfrågan på DV-förrättningar under jourtid – alla animalieproduktionens djur (Fixed Effects modell) Ln (KmP /DV) Ln P × Ln (KmP /DV) Ln (DV-stat/PV) Ln P × Ln (DV-stat/PV) Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Nöt) Ln P × Ln (Nöt) Ln (Mjölkkobidrag) Ln (Svin) Ln (Nat. Ln (Får) Ln (Fåglar) Hausman test mot Random Effects modell: 939,49 P-värde (17 d.f): 0,000 Log-Likelihood: 146 144,6 Som väntat är inte heller efterfrågan på DV-förrättningar under jourtid särskilt priskänsligt. Grundeffekten, Ln P, är inte statistiskt signifikant skiljd från 0. Att det efterfrågas fler DV-jourför- rättningar av djurägare som bor i län där det är långt mellan dis- triktsveterinärerna är oväntat. Det kan bero på att det i sådana län också är långt mellan privatpraktiserande veterinärer (se tabell 2.2 ovan). I sådana län är djurägarna dock också mer priskänsliga än i län med kortare avstånd mellan distriktsveterinärerna (effekten av interaktionstermen Ln P × Ln (KmP2/DV)P ), vilket är vad vi skulle ha väntat oss. Det är inte heller oväntat att det efterfrågas fler DV- förrättningar under jourtid i län där det finns fler per privatpraktiserande veterinär. Att djurägare i sådana län också är mer priskänsliga (effekten av interaktionstermen Ln P × Ln (DV- stat./PV), kan åter bero på en striktare marknadsuppdelning i län med färre per privatpraktiserande veterinär. tidigare skattningar framgår också att antalet DV-förrättningar sti- ger med antalet nötkreatur och att priskänsligheten ökar ju fler nötkreatur det finns på gården. Vad gäller de variabler som är statistiskt signifikant skiljda från 0 i både Tabell 4.2a (DV-förrättningar ) och Tabell 4.3 är samtliga effekter mindre för förrättningar som sker under jourtid än för förrättningar . Detta kan bero på att jourför- rättningar, p.g.a. det högre priset, anses mer nödvändiga. Det vill säga, djurägaren har övervägt situationen ännu mer noga innan han eller hon tillkallar veterinär under jourtid och funnit att det inte finns något alternativ. Vi har använt samma metod för skattningarna av priskänsligheten hos de privatpraktiserande veterinärernas utbud av förrättningar som vid skattningarna av efterfrågans priskänslighet i avsnitt 4.1 ovan. Det vill säga först görs en skattning som inkluderar samtliga djurslag. Därefter görs separata skattningar för respektive djurslag. I samtliga fall skattas först en modell som inkluderar alla för- klaringsvariabler. Därefter tas den minst signifikanta variabeln bort och skattningen görs om enligt samma metod som . För att spara plats presenteras endast resultaten för den slutliga skatt- ningen. En skillnad är dock att, eftersom vi vill undersöka om kvinnliga veterinärers utbud av förrättningar är mer eller mindre priskänsliga än manliga veterinärers, är vi hänvisade till att enbart använda random effects modellen. Detta beror på att variabeln kön (som antar värdet 1 för kvinnor och värdet 0 för män) inte varierar över tiden för en och samma veterinär. Fixed effects modellen krä- ver att alla variabler ändras för åtminstone någon individ över tiden (se t.ex. 2003). Vi kommer också att göra skattningarna dels för perioden – 2005 och dels för den kortare perioden – 2005 för att under- söka effekter av sällskapsdjurstäthet. Slutligen finns det en skillnad i datamaterialet jämfört med tidig- are skattningar, nämligen att vi bara har information om privat- praktiserande veterinärer som utfört förrättningar på animalieproduktionens djur. Detta leder förmod- ligen till att vi underskattar priskänsligheten (de som inte finns på marknaden för animalieproduktionens djur gör det förmodligen inte p.g.a. att de anser priset vara för lågt). De variabler som ingår i startmodellen finns listade i Tabell 4.4 nedan. Notera att variabler som är märkta med en asterisk bara finns med i skattningarna för den kortare perioden – 2005. Tabell 4.4: Förklaringsvariabler i startmodellen för utbudets priskänslighet. Ln (P) Kön (kvinna = 1) Interaktion mellan förrättningspris och kön Ln (P) x Kön Ln (Ålder) Interaktion mellan förrättningspris och ålder Ln (P) x Ln (Ålder) Ln [Ln (Ålder)] Interaktion mellan förrättningspris och log. Ln (P)xLn [Ln (Ålder)] Ln (Bensinkostnad) Interaktion mellan förrättningspris och bensinkostand Ln (P) x (Bensinkostnad) Ln (KmP /Djurägare) Interaktion m. förrättningspris och djurägargleshet Ln (P) x Ln (KmP /Djurägare) Ln (KmP /Hund)* Interaktion m. förrättnpr. Ln(P) x (KmP /Hund)* Resultaten för skattningarna av utbudet av förrättningar till alla animalieproduktionens djur framgår av Tabell 4.5a nedan. Det kan först noteras att grundpriseffekten är negativ och statistiskt signi- fikant skiljd från 0 (absolut t-värde större än 1,96 och P-värde mindre än 0,05). Detta är orimligt eftersom det antyder att privat- praktiserande veterinärer minskar sitt utbud av förrättningar till animalieproduktionens djur när förrättningspriset stiger. Vidare är konstanttermen positiv och statistiskt signifikant skiljd från 0 vilket också är oväntat när det gäller skattningar av utbudet. Det antyder nämligen att privatpraktiserande veterinärer skulle erbjuda förrätt- ningar för animalieproduktionens djur även om priset vore 0 bero- ende på karaktäristika som vi inte kan observera (se diskussionen om innebörden av konstantermen α i random effects modellen på sidan 38 ovan). Tabell 4.5a: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av förrätt ningar – alla animalieproduktionens djur, 2000-2005 (Random Effects modell) Ln P × Kön Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (Bensinkostn.) Ln (KmP /Djurägare) Log-Likelihood: – 77 141,96 Kvinnor erbjuder färre förrättningar än män (effekten av variabeln Kön) och är mindre priskänsliga än män (effekten av interaktions- termen (Ln P × Kön). Äldre (erfarnare) veterinärer erbjuder flera tjänster, effekten av variabeln Ln (Ålder), och är mer priskänsliga än yngre mindre erfarna veterinärer, effekten av interaktionstermen Ln (P) Ln P × Ln (Ålder). Effekten av ålder avtar ju äldre vete- rinären blir (effekten av variablerna Ln [Ln (Ålder)] och Ln P × Ln [Ln (Ålder)]). Detta stämmer med antagandet om att veterinär- yrket är fysiskt påfrestande. Högre bensinkostnader leder som vän- tat till ett lägre utbud av förrättningar (effekten av variabeln Ln (Bensinkostnad)). Däremot är det oväntat att priskänsligheten avtar med högre bensinkostnader (effekten av interaktionstermen Ln P × Ln (Bensinkostnad)). Det är slutligen inte oväntat att det erbjuds färre förrättningar i län där avståndet mellan djurägarna är större. Skattningar för den kortare perioden i tabell 4.5b nedan antyder att problemet med det felaktiga tecknet för grundeffekten av skillnader i förrättningspris och andra oväntade resultat i föregå- ende skattning kan ha berott på att vi inte kunnat ta hänsyn till effekten av skillnader i sällkapsdjurstäthet. Tabell 4.5b: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av förrätt ningar – alla animalieproduktionens djur, 2002-2005 (Random Effects modell) Ln P × Kön Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (Bensinkostn.) Ln (KmP /Hund) Ln P × Ln (KmP /Hund) Log-Likelihood: – 51 135,16 Grundeffekten av prisförändringar är således nu positiv som för- väntat (dock inte statistiskt signifikant skiljd från 0). De enda för- klaringsvariabler som är statistiskt signifikant skiljda från 0 är just dem för sällskapsdjurstäthet (Ln KmP2/Hund)P – som har det för- väntade negativa tecknet indikerande att det erbjuds färre förrätt- ningar för animalieproduktionens djur i län med hög sällkaps- djurstäthet, dess interaktion med förrättningspriset (Ln P × Ln (Km2P /Hund)P ) – som är positiv och indikerar att priskänsligheten är mindre i län med hög sällskpasdjurstäthet, samt årsvariablerna som indikerar att det erbjöds färre förrättningar för lantbruksdjur än . Effekterna av veterinärens kön (som nästan är statistiskt signifikanta) stämmer också bättre med resultat från arbetsmarknads ekonomiska skattningar. Således erbjuder kvinnliga veterinärer färre förrättningar och är mera priskänsliga än manliga. Vad gäller skattningarna av priskänsligheten hos utbudet av för- rättningar till nötkreatur noterar vi samma problem som i före- gående skattning. Som fallet var då, ändras resultaten när hänsyn tas till skillnader i sällskapsdjurstäthet (tabellerna 4.6a och 4.6b nedan). Således byter grundpriseffekten tecken från negativt till positivt (dock blir den inte statistiskt signifikant), bensinkostnaden fortsätter att vara statistiskt signifikant med det förväntade tecknet och sällskapsdjurstätheten samt dess effekt på utbudets priskänslig- het är statistiskt signifikanta med de förväntade tecknen. Det enda oväntade resultatet i Tabell 4.6b är att privatpraktiserande vete- rinärers utbud ökar med länets djurgleshet. Tabell 4.6a: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av förrätt ningar – nöt, 2000-2005 (Random Effects modell) Ln P × Kön Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (Bensinkostn.) Ln (KmP /Djurägare) Log-Likelihood: – 148 410,0 Tabell 4.6b: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – nöt, 2002–2005 (Random Effects modell) Ln P × Kön Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (KmP /Hund) Log-Likelihood: – 95 693,78 För resterande djurslag inom animalieproduktionen är effekterna de förväntade även när vi inte kontrollerar för skillnader i sällskaps- djurstäthet. När skillnader i sällskapsdjurstäthet tas med fås dock ytterst få statistiskt signifikanta variabler, när det gäller utbudet av förrättningar till fågel blir faktiskt ingen av dem statistiskt signi- fikant. Förmodligen beror det på att den kortare tidsperioden ger färre observationer (och för dessa djurslag var antalet observationer redan från början litet, särskilt vad gäller fågelförrättningar), vilket innebär att skattningarna blir behäftade med större fel (se tabell- erna 4.7a och b till 4.9a och b nedan). Tabell 4.7a: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – svin, 2000-2005 (Random Effects modell) Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (KmP /djurägare) Log-Likelihood: 19 781,21 Tabell 4.7b: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – svin, 2002-2005 (Random Effects modell) Ln (Kön) Ln P × Ln (Kön) Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (KmP /Hund) Log-Likelihood: 12 986,40 SOU 2007:24 Bilaga 6 Tabell 4.8a: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – får, 2000-2005 (Random Effects modell) Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln(Ålder)) Ln (Bensinkost.) Ln P × Ln (Bensinkost.) Log-Likelihood: – 118 857,9 Tabell 4.8b: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – får, 2002-2005 (Random Effects modell) Ln (Kön) Ln P × Ln (Kön) Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (KmP /Hund) Log-Likelihood: 72 418,96 Tabell 4.9a: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – fågel, 2000-2005 (Random Effects modell) Ln (Ålder) Ln P × Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln P × Ln (Ln (Ålder)) Ln (KmP /Djurägare) – 0, 630 Log-Likelihood: – 388 769,5 Tabell 4.9b: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – fågel, 2002-2005 (Random Effects modell) Ln (Ålder)) Ln P × (Ln (Ålder)) Ln (KmP /Djurägare) Log-Likelihood: 246 353,4 Vad gäller priskänsligheten hos privatpraktiserande veterinärers ut- bud av förrättningar för hästar är effekterna något annorlunda. Således är priskänsligheten positiv och statistiskt signifikant skiljd från 0 även när vi inte tar hänsyn till effekten av skillnader i säll- skapsdjurstäthet (Tabell 4.10a). Kvinnliga veterinärer erbjuder fler förrättningar för hästar (effekten av variabeln Kön är positiv) och är mindre priskänsliga än manliga veterinärer (effekten av inter- aktionstermen Ln P × Kön är negativ). Möjligen beror detta på att kvinnliga veterinärer har andra preferenser för djurslag än manliga veterinärer. Tabell 4.10a: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – häst, 2000-2005 (Random Effects modell) Ln P × Kön Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkost.) Ln P × Ln (Bensinkost.) Ln (KmP /djurägare) – 7, 145 Log-Likelihood: 56 132,76 Resterande resultat förefaller emellertid något oväntade. Således er- bjuder äldre veterinärer färre förrättningar för hästar än yngre vete- rinärer (effekten av variabeln Ln Ålder), men effekten avtar med stigande ålder (effekten av variabeln Ln (Ln (Ålder)) – samma resultat finns också i skattningarna för utbudet av förrättningar för svin (Tabell 4.7a ovan). Detta stämmer inte med vår utgångs- hypotes om skillnader i ålder avspeglar skillnader i erfarenhet och därmed skillnader i tidskostnader. Det kan eventuellt bero på att det finns en korrelation mellan variablerna kön och ålder i materi- alet (kön och ålder samvarierar negativt, d.v.s. kvinnliga veterinärer tenderar att vara yngre och manliga veterinärer tenderar att vara äldre). Det är också oväntat att högre bensinkostnader leder till ett ökat utbud av förrättningar för hästar och att priskänsligheten minskar när bensinkostnaderna stiger (effekten av interaktionstermen Ln P × Ln (Bensinkostnad) och att större djurägargleshet leder till ett ökat utbud av hästförrättningar. Notera dock att variabeln Ln Km2P /DjurägareP avser ägare till animalieproduktionens djur. Såväl effekterna av högre bensinkostnader som större djurägargleshet skulle således kunna förklaras av att hästarna är mer koncentrerade än animalieproduktionens djur i län där avståndet mellan djur- ägarna är stort. Eftersom det saknas uppgifter om hur många hästar det finns i olika län har vi emellertid inte kunnat kontrollera detta. Tabell 4.10b: Priskänslighet hos privatpraktiserande veterinärers utbud av för rättningar – häst, 2002-2005 (Random Effects modell) Ln (Ålder) Ln (Ln (Ålder)) Ln (Bensinkostn.) Ln P × Ln (Bensinkostn.) Log-Likelihood: 34 036,32 Det mest frapperande i resultaten för den korta perioden, där hän- syn tas till effekten av skillnader sällskapsdjurtäthet, är egentligen att denna förklaringsvariabel inte är statistiskt signifikant skiljd från 0 vad gäller utbudet av hästförrättningar. En naturlig för- är dock att är detsamma för hästar som för sällskapsdjur. 5 Diskussion och slutsatser Resultaten tyder på att vare sig djurägarnas efterfrågan på DV-för- rättningar eller privatpraktiserande veterinärers utbud av förrätt- ningar för animalieproduktionens djur och hästar är speciellt pris- känsligt. De skattade effekterna av prisförändringar är i de flesta fall inte statistiskt signifikanta, vilket innebär att en liten prisför- ändring inte påverkar efterfrågan alls. Innan vi går in på slutsatserna av detta finns det dock anledning att diskutera hur säkra resultaten är. Analyserna bygger på ett datamaterial från . Detta innehåller information om enskilda djurägares efterfrågan på dis- triktsveterinärförrättningar (d.v.s. det är efterfrågan på veterinär- tjänster från en viss producent och inte efterfrågan på veterinär- tjänster i allmänhet som skattats) samt enskilda privatpraktiserande veterinärers utbud av förrättningar till animalieproduktionens djur och hästar med PPN-nummer . att vi har avstått från att utnyttja uppgifterna för återstår ca 270 000 observationer för efterfrågan på DV-förrättningar (för- delade på ca 60 000 djurägare) och ca 140 000 observationer för privatpraktiserande veterinärers utbud (fördelade på ca 1 100 privatpraktiker). Det stora antalet observationer torde öka säker- heten i skattningsresultaten. Emellertid saknas viss information i materialet.