Fastighetstaxering 81

Ur KB:s samlingar

Digitaliserad år 2013

Fastighets

taxering

E . .. .. , .› .› . .. _ ,. . , . . t .. :di 1.T:::\__r .l 4_ .i ä” NJ_ nå: Ja :w › me* .v ._ ,w . I .› › . v x t» E: . i?? . › › .i 2 .r J . i.” :v - *g 1_ t: ç..

fasthetsiaxeringskømmiüê ä3etärii§ande

av 1976 árst

Statens offentliga utredningar

êäâtêä 1979 33

Egg Budgetdepartementet

fastighetstaxering

Büagor

Betänkande av 1976 års fastighetstaxeringskommitté

Stockholm 1979

Omslag Johan Ogden Jernström Offset AB ISBN 91-38-04902-3 ISSN 0375-250X Golab. Stockholm 1979

p.: Taxeringsvärdenivåer och köpeskillingskoefficienter Undersökning av utfallet av 1975 års fastighetstaxering av skogsfastigheter, analys av för jordbruksfastigheter samt köpeskillingar undersökning av fastighetsdeklarationer för skogsfastigheter. 79

BILAGA 1 TAXERINGSVÄRDENIVÅER OCH KÖPESKILLINGSKOEFFICIENTER Studier rörande olika statistiska begrepp för mätning av relationen mellan taxeringsvärden och köpeskillingar vid allmän fastighetstaxering

Erik Carlegrim Arne Strand Lars Westin

INSTITUTIONEN FÖR FASTIGHETSEKONOMI, KTH Mars 1979

Bilaga 1 INNEHÅLL STUDIENS BAKGRUND OCH GENOMFÖRANDE BESKRIVNING OCH ANALYS AV OLIKA STATISTISKA

STUDIER AV NIVÅER OCH STABILITETEN FÖR OLIKA CENTRALMÅTT GENOM EXPERIMENT MED EMPIRISKT MATERIAL 40 OJ -5 Syfte 40 LA) l\) Val av empiriskt material 41 0 Beskrivning av populationerna 43 o Grafisk av 43

UJUJLU LAJUJW

redovisning spridningsbilden

(Q4 Populationernas centralmått 48

LO å» Principer för undersökningar av urval från moderpopulationerna 50 Centralmåttens medelvärden i olika urvalsgrupper 52 Centralmåttens variation i olika urvalsgrupper 54

provtaxering Val av centralmått 75

sou 1979:33 Bilaga 1

l STUDIENS BAKGRUND OCH GENOMFÖRANDE

Bestämning av relationer mellan taxeringsvärden och marknadsvärden/köpeskillingar är av avgörande betydelse för de allmänna fastighetstaxeringarna. Relationerna aktualiseras vid åtskilliga faser av taxeringsarbetet. Därvid kan följande moment i arbetet särskilt nämnas.

0 Tolkning av den officiella prisstatistiken. 0 Prognoser rörande sannolika taxeringsvärdehöjningar inför taxeringen. 0 Upprättande av markvärdekartor och val av byggnadsvärdetabeller till grund för taxeringsarbetet. 0 Provtaxering för kontroll av föreslagna riktvärden enligt kartor och tabeller, 0 Redovisning av vid taxeringen faktiskt erhållna taxeringsvärdehöjningar.

I samtliga dessa fall uppkommer frågan hur man tekniskt/statistiskt skall mäta och uttrycka de genomsnittliga relationerna. Sedan reglerna om målsättningen beträffande taxeringsvärdenivåer preciserats vid 1970 års och - framförallt - 1975 års allmänna fastighetstaxeringar har kraven på ett enhetligt och konsekvent regelsystem skärpts. Frånvaron av ett sådant konsekvent system upplevdes utan tvivel besvärande under 1975 års taxering.

10 1 Bilaga

Med tanke på den i kommunalskattelagen nyligen införda regeln om att taxeringsvärdet skall utgöra en viss - procentandel 75 procent av fastighetens marknadsvärde, synes det ligga närmast till hands att i taxeringssammanhang använda sig av uttryck som anger taxeringsvärdena som en andel av de genomsnittliga köpeskillingarna. Sådana uttryck kan ges formen av taxeringsvärdenivâer eller inverterade köpeskillingskoefficienter.

Oberoende av om man utgår från begreppet taxeringsvärdenivå eller köpeskillingskoefficient uppkommer frågan hur deras statistiska medeltal bör anges. Valet står därvid i första hand mellan tre olika medeltalsberäkningar, nämligen (a) enkla aritmetiska medeltal, även kallade ovägda medeltal, (b) vägda medeltal, vilken mätmetod använts inom den officiella prisstatistiken alltsedan början av 1940-talet samt (c) medianvärden. Dessa tre värden - centralmått - har skilda statistiska egenskaper. Både teoretiskt och empiriskt har visats att de också ger olika utslag i det faktiska taxeringsarbetet. I vissa situationer kan skillnaderna blir högst väsentliga, vilket bl a observerades under 1975 års allmänna fastighetstaxering.

Inför en ny allmän fastighetstaxering synes det vara angeläget att ta fram ett konsekvent och praktiskt fungerande regelsystem för hantering av frågor av denna art.

De ovan i korthet berörda frågorna är tekniskt/statistiskt komplicerade. Det har också ovan konstaterats att de på ett avgörande sätt kan påverka taxeringsförfarandet. Genom att de griper in i många moment i taxeringsarbetet är det viktigt att välja ett regelsystem, som inte leder till onödigt tidsödande beräkningsarbeten eller till komplicerade administrativa förfaranden.

sou 1979:33 1 11 Bilaga

Arbetet med att få fram ett regelsystem, som är teoretiskt invändningsfritt, ger skäliga utslag beträffande taxeringsresultatet och är tillräckligt enkelt i hanteringen skulle därför kräva

0 en teoretisk analys av innebörden hos de olika statistiska måtten och mätmetoderna i de aktuella sammanhangen, o en kartläggning av de delar av taxeringsarbetet, där prisstatistiska och värderingstekniska metoder utnyttjas, och o framtagande av ett empiriskt material för bedömning av de praktiska konsekvenserna av skilda mätmetoder för fastighetstaxeringens värdemässiga utfall.

Vissa delar av detta problemområde har studerats vid institutionen för fastighetsekonomi. Detta har skett med ekonomiskt stöd från 1976 års fastighetstaxeringskommitté. Studierna har omfattat dels en teoretisk analys av innebörden av de olika statistiska mått som bör komma i fråga i detta sammanhang (kapitel 2), dels empiriska studier av olika köpeskillingsmaterial. I det senare fallet har två skilda prismaterial använts. Kapitel 3 redovisar en studie av ett i stort sett osorterat material, som direkt återspeglar förhållandena på fastighetsmarknaden. Genom statistiska experiment med detta material som underlag har slutsatser kunnat dras om skillnaden i beräkningsresultat vid användning av skilda mått. I kapitel 4 har motsvarande skillnader studerats för ett gallrat prismaterial av den typ som ligger till grund för provtaxeringar vid allmän fastighetstaxering.

Undersökningarna har genomförts under ledning av Erik Carlegrim. Den teoretiska analysen, kapitel 2, samt analysen av provtaxeringsmaterialet, kapitel 4, har främst genomförts av Arne Strand. Det statistiska

12 Bilaga 1

experimentet i kapitel 3 har utförts efter en idé av Carlegrim, som också i huvudsak har svarat för den slutliga redovisningen av detta kapitel. Det praktiska genomförandet av analyserna till grund för redovisningen av experimentet har handhafts av Lars Westin. Han har också för kontakterna med konsul-

svarat

ten Åke Wanneberg, som anlitats för att utföra det egentliga datorarbetet. Figurerna har ritats av Uno Saag.

sou 1979:33 1 13 Bilaga

2 BESKRIVNING OCH ANALYS AV OLIKA STATISTISKA MÅTT

2.1 Val av mått

Relatering av köpeskillingar (K) och taxeringsvärden (T) för olika fastigheter (i) kan behövas t ex för att bestämma den genomsnittliga nivån på taxeringsvärdena i förhållande till köpeskillingarna, eller för att bestämma nivån på köpeskillingarna i förhållande till taxeringsvärdena. Oberoende av vad relateringen syftar till blir i huvudsak samma statistiska mått aktuella för beräkning av den genomsnittliga relationen för ett material av köp. Några av de mått som kan bli aktuella att använda är följande:

T .

l taxeringsvärdenivâl):

å-Zñi

Ovägd i

K. i 2 Ovägd köpeskillingskoefficient:

å-Z T

J.

3 Vägd köpeskillingskoefficient. Köpen ges vikten

Ti:

4 Median av taxeringsvärdenivåer eller av köpeskillingskoefficienter

l) När det står t ex eller ännu kortare XT, är

ZTi,

det en förenkling av det fullständigare uttrycket n Z

Ti.

l =l

14 Bilaga 1

5 Typvärde av taxeringsvärdenivåer eller av köpeskillingskoefficienter

T:

Ei:

6 Vägd taxeringsvärdenivå. Köpen ges vikten

Ti: ?T-

i

ZTi

7 Vägd taxeringsvärdenivå. Köpen ges vikten

Xi: fä-

H.

8 Vägd köpeskillingskoefficient. Köpen ges vikten

Ki:

raw

PPM

[Vi »1 [V] H.

De fyra första centralmåtten har alla tidigare använts i olika sammanhang för att erhålla ett mått på den genomsnittliga relationen mellan taxeringsvärden och köpeskillingar. Redan av den anledningen är det lämpligt att studera de måtten närmare. Beträffande mått nr 5 kan noteras att typvärdet fordrar relativt många observationer för att fungera bra som centralmått. Dessutom kan det vara svårt att definiera ett typvärde i det reella talområdet. Det finns därför ingen anledning att analysera måttet närmare. Detsamma gäller måtten 6 och 8. Måtten är allt för komplicerade att beräkna i många situationer där taxeringsvärden ska relateras till köpeskillingar. Mått 7, den med K vägda taxeringsvärdenivån, motsvarar det inverterade värdet av mått 3, den med T vägda köpeskillingskoefficienten. Eftersom mått 3 är mer etablerat än mått 7 kommer begreppet inverterad vägd köpeskillingskoefficient att användas i stället för Vägd taxeringsvärdenivå.

Ytterligare mått kan erhållas t ex genom att vikta köpen efter andra, eventuellt mer sofistikerade, principer. Mot sådana mått kan dock samma invändningar resas

1 15 Bilaga

som mot mått nr 6 och 8 ovan. Detta innebär att det endast är de fyra första centralmåtten som ska analyseras närmare. I samband med dessa analyser kommer följande förkortningar att användas:

= marknadsvärde K = köpeskilling T = taxeringsvärde = för ett köp K/T köpeskillingskoefficient T/K = taxeringsvärdenivå för ett köp tn = ovägd taxeringsvärdenivå kk = ovägd köpeskillingskoefficient = vägd köpeskillingskoefficient

kkv

= median av taxeringsvärdenivåer

mtn

1/kk = inverterad ovägd köpeskillingskoefficient = inverterad vägd köpeskillingskoefficient

l/kkv

Innan de aktuella måtten analyseras närmare kan det vara att försöka klargöra vad de egentligen lämpligt bör Ett i det sammanhanget är att återspegla. problem den situation måtten ska användas i är avgörande för vad som ska mätas. Två huvudsituationer kan dock urdels kan nivån på taxeringsvärdena i förhålskiljas, lande till marknadsvärdena behöva bestämmas, dels kan nivån i förhållande till taxeringspå köpeskillingarna värdena behöva bestämmas (vanligen för att uppskatta ett marknadsvärde). I det förra fallet kan följande ekvation ställas upp:

T. T. = eller = a.

l a-Mi,

ñâ

I det andra fallet erhålles följande ekvation:

Z = eller = b.

Mi b-Ti,

I båda fallen att marknadsvärdet, det sannolika gäller är en okänd storhet. Slutsatser om de båda priset, konstanterna a och b måste därför dras utifrân kunom K och T. För den fortsatta analysen måste skaper

16 Bilaga 1 sou 1979:33

därför vissa antaganden göras om relationen mellan observerade köpeskillingar och marknadsvärden. Ett antagande som ofta görs i samband med definitionen av marknadsvärdet är att köpeskillingarna för identiska fastigheter är normalfördelade eller åtminstone symmetriskt fördelade. Det sannolika priset, marknadsvärdet, kan då definieras som fördelningens medelvärde. Detta medelvärde är också identiskt med fördelningens median. Frågan är då om detta antagande i praktiken är rimligt. Normalt kan antagandet inte praktiskt testas, dels beroende på att antalet köp vanligen är begränsat, dels beroende på att identitet sällan föreligger mellan försålda fastigheter. Vissa undersökningar tyder emellertid på att antagandet inte är orealistiskt, åtminstone inte när det gäller 1) vanliga fastighetstyper. I det fortsatta teoretiska resonemanget antages därför att de observerade köpeskillingarna är symmetriskt fördelade kring ett marknadsvärde.

2.2 Ovägd taxeringsvärdenivâ

Om vi enligt ovan utgår från att de noterade köpeskillingarna för identiska fastigheter är symmetriskt fördelade, så är medelvärdet av köpeskillingarna (EK/n) definitionsmässigt lika med marknadsvärdet. Antag vidare att samtliga fastigheter som har gått till försäljning åsatts samma taxeringsvärde, I detta fall

T0.

skulle tn vara ett bra mått på nivån på taxeringsvärdena om följande gäller:

l) Eneroth, Jan: Fastighetsmarknaden i Ellagårdsomrâdet. En studie avseende prisutveckling och köpeskillingars fördelning. Svensk lantmäteritidskrift 1975:1, s 61-69.

sou 1979:33 1 17 Bilaga

Med ett mycket enkelt exempel kan visas att detta icke

gäller.l) Om man har två köpeskillingar som fördelar

sig symmetriskt kring marknadsvärdet 100, och taxeringsvärdet är 50 så borde tn bli 50 procent. Om de två köpen är på 75 resp 125, blir tn emellertid 53,3

procent.

Gloudemansz) har gått vidare och matematiskt visat

hur väntevärdena av T/K och T/M skiljer sig åt om K är fördelat kring M, och T är givet. Om den procentuella avvikelsen av köpeskillingarna från marknadsvär-

det, kallas erhålles:

(Ki-Mi)/Mi, di

T. T. - =

må) må) E(§-§›=%-z(K-1-f)=

1 i

T. T. _ l_ 1 __l_ 1 1 _ 1_ 1” =

nz(M (l+d.

Z(Mi(l+di) Mi)

l T1 -di

n I 0 LV! ,.

Eftersom köpeskillingarna är symmetriskt fördelade kring sina marknadsvärden motsvaras varje positivt

di

av ett lika stort negativt Faktorn

di. -di/(l +di)

antar större positiva tal vid negativa än motsva-

di,

rande negativa tal vid positiva av samma storlek.

di

= Om exempelvis -0,2 antar faktorn värdet +0,25,

di

men om = blir faktorn Skillnaden mel- +0,2 -0,167.

di

lan E(T/K) och E(T/M) blir därför positiv. Detta in-

l) Se t ex Cheng, Pao Lung: The common level of assessment in property taxation. National Tax Journal, Vol 23, No l, March 1970, s 50-65.

2) Gloudemans, Robert J.: Nonparametric statistics and the measurement of assessment performance. Från Analyzing assessment equity, utgiven av International Association of Assessing Officers, Chicago 1977, s 79-107.

18 Bilaga 1

nebär att tn överskattar den sanna nivån på T i förhållande till M. I tabell l visas med ett enkelt exempel, hämtat från Gloudemans uppsats, hur denna överskattning uppstår. Köpeskillingarna varierar här symmetriskt kring marknadsvärdena. Avvikelserna är 20 procent i vardera riktningen, och taxeringsvärdena är lika stora som marknadsvärdena.

TABELL l Beräkning av tn när köpeskillingarna varierar kring marknadsvärdena.

M T K _r_ g M K

80 80 64 1,000 1,250 80 80 80 1,000 1,000 80 80 96 1,000 0,833 100 l00 80 1,000 1,250 100 100 100 1,000 1,000 100 100 120 1,000 0,833 120 120 96 1,000 1,250 120 l20 120 1,000 1,000 120 120 144 1,000 0,833 Summa 9,000 9,250 Medelvärde 1,000 1,028

I detta exempel överskattar alltså tn den sanna nivån med 2,8 procent.

Hittills har antagits att det inte förekommit någon spridning i taxeringsvärdena. Detta antagande förefaller dock knappast rimligt. Hur spridningsbilden för taxeringsvärdena kring en sann nivå kan se ut är svårare att uttala sig om än vad gäller spridningen av köpeskillingar kring ett marknadsvärde. Tillsvidare görs dock det antagandet att taxeringsvärdena är symmetriskt fördelade kring en sann nivå.

Med ett enkelt exempel kan visas att detta antagande inte ändrar slutsatsen att tn överskattar den sanna nivån. I tabell 2, som också hämtats från Gloudemans

Bilaga 1

uppsats, har spridningen i T antagits vara densamma som spridningen i K. De procentualla avvikelserna från M för T resp K visas i fjärde och femte kolumnen. Den sanna nivån på taxeringsvärdena är lika stor som marknadsvärdena.

TABELL 2 Beräkning av tn när såväl köpeskillingarna som taxeringsvärdena varierar symmetriskt kring marknadsvärdena,

värdet desto större blir överskattningen.

Om avvikelserna i fjärde och femte kolumnen däremot är korrelerade kan slutsatserna radikalt ändras. Om låga K i förhållande till M också leder till låga T och omvänt för höga K kan tn underskatta den sanna nivån på taxeringsvärdena. Om spridningen i K och T är korrelerade på omvänt sätt blir i stället överskattningen av den sanna nivån betydligt större än i exemplet ovan.

20 1 Bilaga

Frågan blir då naturligvis om det är sannolikt att det finns någon korrelation mellan spridningen i K och spridningen i T. Korrelation kan uppstå av minst två olika anledningar; K för en enskild fastighet påverkar T för samma fastighet, och K för en fastighet påverkas av hur stort T är för samma fastighet.

För de antalsmässigt viktigaste fastighetstyperna är åsättandet av taxeringsvärden ganska hårt styrt. Någon direkt koppling mellan analys av köpeskillingar och åsättande av taxeringsvärde finns inte om man ser på den enskilda fastigheten. Spridningen i T för identiska fastigheter kan därför för det första antagas bli ganska liten, och för det andra vara mer beroende av sådana saker som skiljaktigheter i fastighetsägarnas sätt att fylla i deklarationerna än på att ett eventuellt köp lett till en hög eller låg köpeskilling. Någon korrelation mellan spridningen i K och spridningen i T av denna anledning kan sålunda inte förväntas förekomma i någon större utsträckning.

Eftersom taxeringsvärdet för en fastighet kan vara en prispåverkande faktor är det däremot möjligt att spridningen i T kan påverka spridningen i K. T ex kan ett för högt taxeringsvärde för en fastighet (i jämförelse med taxeringsvärdena för andra fastigheter) leda till att en köpare betalar mindre än normalt eftersom fastighetsskatten blir högre. En prispåverkan i motsatt riktning är också tänkbar, t ex genom att taxeringsvärdet är ledande vid prissättning. som påpekats ovan kan dock spridningen i T för identiska fastigheter antagas vara relativt blygsam. Den prispåverkan som taxeringsvärdet kan ha kommer därför i normalfallet i stort sett att sakna betydelse. Antagandet om oberoende mellan spridningen i K och spridningen i T förefaller därför rimligt. Slutsatsen att tn normalt överskattar den sanna nivån på taxeringsvärdena skulle därmed kvarstå.

Bilaga 1 21

I de flesta fall då det kan finnas anledning att beräkna tn har man att göra med fastigheter med olika egenskaper och därmed olika marknadsvärden. Det kan därför finnas anledning att ta upp frågan om spridningarna i köpeskillingarna varierar med marknadsvärdets storlek. I tabell l förekom visserligen fastigheter med olika M, men spridningsbilden vad gäller K antogs vara densamma oberoende av storleken på M. I realiteten är nästan ingen fastighet identisk med nâgon annan fastighet. Därmed kommer också variationer i marknadsvärdena att erhållas. I många fall kommer kanske bara ett köp att ingå i stickprovet för varje marknadsvärde.

I det tidigare resonemanget har spridningen i K antagits vara konstant relativt sett. Dvs sannolikheten för att finna ett köp som avviker med mer än 100 000 kr från marknadsvärdet för en fastighet vars marknadsvärde är 500 000 kr, är lika stor som att hitta ett köp som avviker med mer än 20 000 kr från det sannolika priset för en fastighet vars marknadsvärde är 100 000 kr. Detta antagande förefaller rimligt. För vissa fastighetstyper kan dock förväntas en klart avvikande spridningsbild jämfört med andra fastighetstyper som kan ingå i en population för vilket tn ska beräknas. Så t ex kan friliggande villor uppvisa en annan spridningsbild än rad- och kedjehus.

Vad kan då en sådan skillnad i spridningsbilden innebära? Om de två fastighetstyperna behandlas var för sig gäller ovanstående resonemang om antalet köp är någorlunda stort. Om fastigheter med olika spridningsbild ingår i samma population störs bilden från tabell l och 2. Denna störning torde inte påverka slutsatserna i samma grad som i det fall då spridningarna i K och T är korrelerade, åtminstone inte om antalet köp av resp fastighetstyp är någorlunda stort.

Även när det gäller taxeringsvärdena kan spridnings-

22 Bilaga 1

bilderna variera. Här är en fastighets vanlighet i högre grad avgörande för spridningen än marknadsvärdenivån i sig. I områden med likadana småhus är det vanligt att taxeringsvärdena inte varierar överhuvudtaget. Visserligen påverkar inte spridningen i taxeringsvärdena tn på samma sätt som spridningen i köpeskillingarna gör, men det är uppenbart att några enstaka köp med starkt avvikande taxeringsvärden kan störa bilden om det totala antalet köp är begränsat.

Om tn beräknas för ett antal köp avseende fastigheter där spridningen i K och T är väsentligt olika är det sålunda osäkert vad resultatet egentligen avspeglar. Det kan emellertid hävdas att det är helt naturligt att tolkningen av ett centralmått försvåras ju högre aggregeringsnivå beräkningarna görs på.

Sammanfattningsvis kan sägas att den ovägda taxeringsvärdenivån i normalfallet överskattar den sanna nivån på taxeringsvärdena (i förhållande till marknadsvärdena). Denna överskattning blir större ju större spridningen i köpeskillingarna är kring sina respektive marknadsvärden. Om spridningen i köpeskillingarna är korrelerade med spridningen i taxeringsvärdena, eller omvänt, kan resultatet bli annorlunda. Ett sådant beroende är dock normalt ej att förvänta. Om fastigheter med väsentligt olika spridningsbild vad gäller antingen köpeskillingar eller taxeringsvärden ingår i den population för vilken taxeringsvärdenivån beräknas, kan också bilden enligt ovan störas. Detta problem med aggregering torde vara oundvikligt vilket mått som än används.

2.3 Ovägd köpeskillingskoefficient

För att kunna göra direkta jämförelser mellan den ovägda köpeskillingskoefficienten och den ovägda taxeringsvärdenivån måste ett av måtten inverteras. Här kommer den ovägda köpeskillingskoefficienten att

Bilaga 1 23

inverteras. Om såväl tn som l/kk beräknas för en och samma population av köp blir alltid tn större eller åtminstone lika stor som l/kk. Detta följer av Cauchys .. l) olikhet.

(ZA.B.)2 214.243?

l l l l

:i Detta ger* Sätt A. = J? och .

l l Bi

/__a. l

l =l, och

ABl=›/al- l XAiBi=n.

1:1

Cauchys olikhet kan nu skrivas:

n2 Za. Z-Lu

1 a

l/kk tn.

Likhet mellan l/kk och tn erhålles endast om samtliga

l) Idén till detta bevis kommer från Knut Mattsson, RSV.

24 Bilaga 1

är lika stora. Skillnaden mellan måtten ökar

Ki/Ti ju

större spridningen i de enskilda K/T-kvoterna är. Detta visas i figur 1 med ett enkelt exempel, där medelvärdet av K/T för två köp är lika med l.

5 0,9 1,0 1,1 xx = 1,000 T 1/kk = 1,000 T _ = t 1°1° R 0,§b9 1,0 1,111

5 0,667 1,0 1.333 kk = 1,000 T l/kk = 1,000 T tn = 1,125 R 1 1:0 I5

FIGUR l Exempel på effekten av invertering av K/T till T/K.

Eftersom tn överskattar den sanna nivån på taxeringsvärdena och kk är lägre än tn, uppstår frågan om kk ger en korrekt skattning eller en för låg skattning av den sanna nivån. En överskattning är mindre trolig. Det kan då vara lämpligt att gå tillbaka till Gloudemans räkneexempel. Om tabell l kompletteras med en kolumn för K/T finner man att kk ger en korrekt uppskattning av nivån på T i förhållande till M. Detta gäller alltså om köpeskillingarna sprider sig symmetriskt kring marknadsvärdena och taxeringsvärdena är konstanta i förhållande till marknadsvärdena. Men det är högst sannolikt att även taxeringsvärdena visar upp en spridning kring den sanna genomsnittliga nivån. För att belysa hur kk kan uppträda i ett dylikt fall har i tabell 3 den tidigare redovisade tabell 2 kompletterats med en kolumn med köpeskillingskoefficienter.

Detta exempel visar att kk underskattar den sanna nivån ungefär lika mycket som tn överskattar nivån. Förutsättningen för att detta ska gälla är dock att spridningen i K och T är lika stora och inbördes oberoende.

Om dessa förutsättningar är uppfyllda kan spridningen

sou 1979 33 Bilaga 1 25

TABELL 3 Beräkning av tn och l/kk när såväl köpeskillingarna som taxeringsvärdena varierar symmetriskt kring ett marknadsvärde.

på nas, bli som i figur 2.

Frekvens

l/kk tn

EIS

FIGUR 2 Förmodad spridning av tn och den l/kk kring sanna nivån på taxeringsvärdena.

Figuren visar att l/kk i genomsnitt kommer att underskatta den totala populationens sanna nivå med ungefär lika mycket som tn överskattar den. Den logiska slutsatsen skulle i detta fall bli att ett medeltal av tn och l/kk skulle ge en av den sangod uppskattning na nivån. Rent är dock denna i praktiskt lösning de flesta situationer mindre eftersom den kan attraktiv, framstå som onödigt komplicerad, och kräver en relativt stor arbetsinsats. Dessutom kan det ifrågasättas om de som tabell 3 och förutsättningar figur 2 bygger

1 26 Bilaga på alltid är uppfyllda.

När det gäller tn är det främst spridningen i köpeskillingarna som avgör hur stora avvikelserna blir från den sanna nivån. Analogt är det spridningen i taxeringsvärdena som är avgörande för hur kk förhåller sig till den sanna nivån. Det finns därför anledning att diskutera i taxeringsvärdena något utspridningen förligare än tidigare. Det är två företeelser som är av intresse, för det första om taxeringsvärdena liksom köpeskillingarna kan antas vara symmetriska kring den sanna genomsnittliga nivån, och för det andra om spridningen är större eller mindre än spridningen i köpeskillingarna.

Om spridningen i taxeringsvärdena inte är symmetrisk blir slutsatserna av exemplet i tabell 3 betydligt osäkrare. Detta gäller främst kk, då taxeringsvärdet står under brâkstrecket, men kan i viss utsträckning även störa slutsatserna när det gäller tn. Om spridningen i T är mindre än spridningen i K blir l/kk det mått som beskriver den Sanna nivån bäst. Omvänt gäller att tn är bäst om spridningen i T är större än spridningen i K.

Att göra några uttalanden om fördelningen av taxeringsvärden utifrån empiriska grunder är svårt. I de fall konstaterats vara normalfördelade har köpeskillingar köp av identiska eller åtminstone mycket likartade fastigheter studerats. Uppstyrningen av förfarandena vid åsättande av taxeringsvärden medför normalt att alla identiska fastigheter i ett gruppbebyggt område l) som noråsätts samma taxeringsvärde Den spridning

l) Visserligen kan fastighetsägarna av olika anledningar lämna något varierande uppgifter på deklarationsblanketterna. Detta gäller t ex standardklassen för småhus. Taxeringsnämnderna torde dock i de flesta fall ändå åsätta samtliga fastigheter i ett område med identiska fastigheter samma gruppbebyggt taxeringsvärde.

Bilaga 1 27

malt finns kan därför inte konstateras i de fall där en undersökning är enklast att göra. Ett tänkbart sätt att kringgå detta problem är att härleda spridningen i taxeringsvärden utifrån kända spridningar av köpeskillingar och t ex köpeskillingskoefficienter. Problemet är återigen att för att kunna konstatera spridningen i köpeskillingar är det troligen nödvändigt att studera fastigheter som ser likadana ut. Det är då stor risk att någon spridning i taxeringsvärden inte kan konstateras. Denna eventuella brist på spridning gäller dock knappast generellt.

Spridningsbilden vad gäller taxeringsvärden torde sålunda förbli okänd, åtminstone för de flesta fastighetstyperna. vad som återstår får huvudsakligen bli ett allmänt resonemang om spridningens karaktär och storlek i förhållande till spridningen i köpeskillingar.

Vad gäller storleken på spridningen är denna beroende av fastighetstyp. Taxeringsvärdena för fastigheter som är lätta att värdera t ex på grund av att köpeskillingarna uppvisar en liten spridning, är i de allra flesta fall väl samlade kring en genomsnittlig nivå. Detta sammanhänger bl a med förfarandet vid taxeringarna. Vid taxering av fastighetstyper som är svårare att värdera erhålles helt naturligt en större spridning i taxeringsvärdena. Det finns alltså en viss koppling mellan spridningen i köpeskillingar och spridningar i taxeringsvärden. I vissa fall är det uppenbart att spridningen i taxeringsvärdena blir mindre än spridningen iköpeskillingar. I andra fall är det helt omöjligt att uttala sig om huruvida spridningen i T är större eller mindre än spridningen iK. Normalt är dock spridningen i T troligen mindre än spridningen i K. Detta skulle betyda att kk skattar den sanna nivån på taxeringsvärdena bättre än tn.

Det kan emellertid ifrågasättas om spridningen i taxe-

1 28 Bilaga

är Exempelvis kan de instiringsvärdena symmetrisk. tutionella förhållandena vid en fastighetstaxering leda till en något sned fördelning av taxeringsvärdena. sätts ju på grundval av de dekla- Taxeringsvärdena rationer som fastighetsägarna lämnar in. Det normala är att en fastighetsägare vill ha ett så lågt taxesom möjligt. Det är därför sannolikt vanliringsvärde att en tolkar oklara punkter i gare fastighetsägare deklarationen så att taxeringsvärdet sänks än så att det Rena falskdeklarationer kan också förekomma. höjs. Resultatet av detta kan bli att spridningen av taxeblir något snedfördelad, med fler taxeringsvärdena som blir något för låga än taxeringsvärringsvärden den som blir för höga i jämförelse med den fördelsom erhållits om felen i deklarationerna varit ning slumpmässigt fördelade.

Efter åsättandet av taxeringsvärdena har fastighetsatt besvära sig. Återigen torde det ägarna möjlighet vara att fastighetsägare som fått för höga vanligare besvärar sig än sådana som fått för taxeringsvärden taxeringsvärden. Klart är emellertid att många låga av de besvären inte kommer att bifallas. Taxeingivna kommer därför inte att ändras (sänkas) i ringsvärdena någon större utsträckning. Då antalet fastighetsägare som besvärade sig över 1975 års AFT i t ex Stockholms län utgjorde 5-6 procent av samtliga fastighetsägare bör effekten av taxeringsvärdena inte på spridningen bli särskilt stor.

Att fördelningen av taxeringsvärdena blir något sned av dessa institutionella förhållanden är opå grund I figur 2 yttrar det sig genom att både frånkomligt. fördelningen av tn och fördelningen av l/kk förskjuts åt vänster, och att de inte längre blir symmetnågot riska. Denna effekt talar för att tn skulle beskriva den sanna nivån taxeringsvärdena bättre än kk. på Det finns emellertid mycket som talar för att spridi K ofta är större än spridningen i T. Om detta ningen

sou 1979:33 Bilaga 1 29

är riktigt skulle fördelningen av 1/kk i figur 2 bli bättre samlad (smalare) än fördelningen av tn. Dessutom skulle fördelningen av l/kk förskjutas något åt höger.

Sammanfattningsvis kan sägas att den ovägda köpeskillingskoefficienten normalt underskattar den sanna nivån på taxeringsvärdena (i förhållande till marknadsvärdena). Denna underskattning blir större ju större spridningen i taxeringsvärdena är. I jämförelse med den ovägda köpeskillingskoefficienten är det omöjligt att uttala sig om vilket av de två måtten som skattar den sanna nivån på taxeringsvärdena bäst. För att kunna dra några slutsatser om detta erfordras omfattande empiriska studier av spridningen i köpeskillingar, taxeringsvärden, enskilda köpeskillingskoefficienter och enskilda taxeringsvärdenivâer för olika typer av fastigheter i olika situationer.

2.4 Vägd köpeskillingskoefficient

Om de enskilda köpeskillingskoefficienterna

(Ki/Ti)

viktas med sina respektive taxeringsvärden er-

(Ti)

hålles den vägda köpeskillingskoefficienten:

K

Kl Kn

._..T + .T +...+_..T 1 2 n +0---+K

T1 T2 Tn = Kl-+K2 = ZKi Tl+T2+---+Tn Tl+T2+n-+Tn ZTi

Ur tabell 3 kan även den vägda köpeskillingskoefficienten beräknas. Såväl summan av köpeskillingarna (tredje kolumnen), som summan av taxeringsvärdena (andra kolumnen) blir 900. blir därmed 1,000,

l/kkv

vilket överensstämmer med den sanna nivån enligt sjätte kolumnen. Detta skulle kunna tolkas så att

kkv

till skillnad från tn och kk ger en korrekt skattning av taxeringsvärdenas sanna nivå. Frågan är emellertid om resultatet av analysen enligt tabell 3 gäller mer generellt. I det enkla fallet då marknadsvärdena

1 30 Bilaga

för som ingår i en population är samtliga fastigheter

lika stora, och erhålles som EK/n, kan den sanna

nivån beräknas enligt följande:

1 Ti

--Z-, och eftersom alla M.==M fås n 1 o

Mi

l T --XT.

l-z-i = l--l--zT = “ l. Då M =l-zK. erhålles

M n M M 0 n 1 0 o 0

521-. XT

n 1 =

Å-zK. ZKi

Detta innebär att är lika med den sanna nivån

1/kkv

Till skillnad från tn och kk är på taxeringsvärdena. alltså för storleken av spridningen i okänslig

kkv

såväl K som T, så länge marknadsvärdena för samtliga

är lika stora. Men marknadsvärdena är fastigheter

normalt inte lika stora för de fastigheter för vilka

det finns anledning att beräkna något av centralmåt-

ten. Gloudemans hävdar att i en sådan situation ger

en felaktig (biased) skattning av den något

l/kkv

sanna inverterade vägda köpeskillingskoefficienten

.D Denna felskattning skulle dock snabbt

(zTi/zMi)

minska om antalet observationer ökar, och sakna prak-

tisk betyde1se.2)

För vissa fastighetstyper varierar marknadsvärdena

även inom små geografiska områden. Om mycket kraftigt antalet är så litet att köpeskillingarna för fasköp

med en viss marknadsvärdenivå inte blir symtigheter

l) I åtminstone två fall är lika med (l/n)-

XT./ZMi

nämligen när samtliga är lika

-Z(Ti/M.), Ti/M.

stora och när, som i exemplet ovan, samtliga

Mi

är lika stora.

2) I de skrifter (som ej är publicerade), där dessa återfinnsylämnasinga matematiska bevis påståenden för att skulle ge en biased skattning.

l/kkv

Bilaga 1 31

metriskt fördelade eller den sanna taxeringsvärdenivån är olika för fastigheter med olika marknadsvärde, kan uppträda annorlunda än de dis-

kkv tidigare

kuterade måtten. Tabell 4 och 5 visar hur aggregeringseffekterna skiljer sig åt vid beräkning av i jäm-

kkv

förelse med beräkning av kk. I detta fall har de noterade köpeskillingarna antagits avvika från marknadsvärdena. Liknande effekter erhålles om taxeringsvärdena varierar kring sina sanna nivåer.

TABELL 4 Beräkning av l/kk och l/kk när köpeskillingarna relativt varierar symmetriskt kring sina respektive marknadsvärden.

Köp nr M T K K-T K-T

0,882

l/kkv

TABELL 5 Beräkning av l/kk och l/kk när köpeskillingarna i absoluta belogg varierar symmetriskt kring sina respektive marknadsvärden.

Köp nr M T K K-T K-T § §2 T T EK 100 100 120 +20 +0,20 1,200 500 500 480 -20 -0,04 0,960 Summa 600 600 600 0 +0,l6 2,160 Medelvärde 300 300 300 0 +0,08 1,080 l/kk 0,926

l/kkv 1,000

Tabellen visar att de relativa avvikelserna av köpeskillingarna från taxeringsvärdena bestämmer kk, medan bestäms av de absoluta avvikelserna av

kkv köpeskil-

1 32 Bilaga

lingarna från taxeringsvärdena. Sålunda fås kk som medelvärdet av de relativa avvikelserna plus ett. I t ex tabell 5 erhålles kk som l + 0,08, dvs 1,080. På liknande sätt erhålles som ett plus kvoten mellan

kkv

summan av de absoluta avvikelserna och summan av taxe-

ringsvärdena:

Z(K-T) EK-XT _ §5 _ _ §5 l* : l*

ZT XT -l+(ZT “21”

Om i stället sökes ska summan av avvikelserna

1/kkv

divideras med summan av köpeskillingarna:

_ = I Z *i

l + ÃÅELLÄÅ = 1 +.g§:_Ã5 = 1 + (§2 1) 0

EK ZK ZK Z 7

erhålles ur tabell 4 1+ (-80/680),

Exempelvis l/kkv som

dvs 0,882.

Annorlunda uttryckt mäter nivån på taxeringsvär-

l/kkv

dena helt efter en monetär bas (kronor/kronor), medan l/kk mäter det relativa utfallet för de enskilda fas- Därför kan hävdas att de två måtten förtigheterna. söker ge svar på två delvis olika frågeställningar.

Av tabellerna ovan framgår att om fastigheter med markant olika marknadsvärden ingår i samma beräkning kommer den eller de fastigheter som har höga köpeskillingar eller taxeringsvärden att få avsevärt större genomi än de lågt taxerade fastigheter som sålts slag

kkv

till Även ett enstaka köp av en låga köpeskillingar. fastighet med avvikande K/T- eller T/K-kvot kan dyr därför komma att starkt påverka

kkv.

av kan därför vara olämplig för ett Användning

kkv

material som innehåller med starkt varierande taxeköp och/eller köpeskillingar. För att undvika ringsvärden detta problem kan materialet behöva delas upp (stratifieras) efter antingen köpeskilling eller taxeringsvärde. skulle stratifiering göras efter Egentligen marknadsvärdena, men dessa är okända. På grund av

sou 1979:33 Bilaga 1 33

spridningen i såväl köpeskillingar som taxeringsvärden kommer vissa köp att hamna i fel stratum om stratifieringen sker efter köpeskillingar eller taxerings värden. Detta i sin tur kan leda till att man drar felaktiga slutsatser om nivån på taxeringsvärdena. Om avståndet mellan gränserna för olika strata tillgörs räckligt stort behöver dessa problem inte bli särskilt stora. Strata bör dock inte göras för stora eftersom man då inte längre skulle komma att efterlikna den situation där samtliga är lika. Detta är ovan

Mi enligt

en förutsättning för att ska en korrekt skatt-

l/kkv ge

ning av den sanna nivån på taxeringsvärdena.

Vid beräkning av för av

1/kkv köp småhusfastigheter

kan stratifieringen t ex göras enligt följande. Fastigheter med taxeringsvärden under 100 000 kr utgör ett stratum, fastigheter med mellan taxeringsvärden 100 000 kr och 300 000 kr utgör ett straytterligare tum och fastigheter med taxeringsvärde över 300 000 kr utgör ett tredje stratum. För vart och ett av dessa tre strata beräknas De erhållna siffrorna

1/kkv.

bör i detta fall ganska väl den sanna återspegla nivån på taxeringsvärdena. Ett tänkbart är att problem det tredje stratat kanske innehåller för få för köp att en beräkning av ska kännas

l/kkv meningsfull.

Den vägda köpeskillingskoefficienten ger, till skillnad mot den ovägda köpeskillingskoefficienten och den ovägda taxeringsvärdenivån, en korrekt skattning av den sanna nivån på taxeringsvärdena i en enhetlig population. De problem som uppstår vid aggregering av köp med olika nivå på marknadsvärdena kan dock sägas vara större vid beräkning av den vägda köpeskillingskoefficienten än vid beräkning av de två andra centralmåtten. Relationen mellan köpeskilling och taxerings-

värde för enstaka dyra fastigheter kan i vissa fall

styra resultatet vid en beräkning av den vägda köpeskillingskoefficienten på ett olyckligt sätt. stratifiering av köpen kan därför bli nödvändig vid beräk-

34 1 Bilaga

ning av detta centralmått. Stratifieringen kan dock i sin tur medföra nya problem, t ex att vissa strata kommer att innehålla alltför få köp. Problemen med aggregeringseffekter vid beräkning av en genomsnittlig relation mellan taxeringsvärden och köpeskillingar på ett oenhetligt material är emellertid inte unika

för den vägda köpeskillingskoefficienten.

Median av taxeringsvärdenivåer

Enligt den tidigare refererade uppsatsen av Gloudemans ger m en väntevärderiktig skattning av mediatn nen av T/M. En första fråga blir då om medianen av T/M är det vi vill mäta. Tidigare har den sanna nivån av taxeringsvärdena definierats som medelvärde av T/M. Det är visserligen inte givet att detta är den bästa definitionen, men det kan vara lämpligt att tillsvidare hålla fast vid den. Under förutsättning att taxeringsvärdena är symmetriska kring den sanna nivån, kommer medianen och medelvärdet av T/M att sammanfalla. Den sanna nivån bör därför skattas ganska bra av Medianen har dock egenskamtn. per som är mindre tilltalande. Dessa egenskaper framgår av en mer allmän jämförelse mellan median och medelvärde.

Vid jämförelse mellan väntevärderiktiga skattningar av väntevärdet sägs det mått vara mest effektivt vars varians är minst. Om vi tar ett mycket stort stickprov, med n observationer, av en stokastisk variabel som är normalfördelad blir variansen för medianen ungefär li-

ka med noz/2n, och variansen för medelvärdet 02/nl).

Uppenbarligen ger medianen en mindre effektiv skattning av väntevärdet än medelvärdet. Detta kan illustreras enligt figur 3. Figuren visar hur medelvärdena

l) Se t ex Rudemo, M - Råde, L: Sannolikhetslära och statistik, del l. Biblioteksförlaget, Stockholm 1970.

Bilaga 1 35

resp medianerna skulle kunna tänkas bli fördelade kring väntevärdet om ett stort antal stickprov av samma storlek tas och de två centralmåtten beräknas för alla stickprov.

Frekven Frekvens

U U Fördelning av medelvärden Fördelning av medianer

FIGUR 3 Principskiss till fördelning av medelvärden och medianer kring ett väntevärde (U) för en normalfördelad stokastisk variabel.

Vid lika antal observationer är variansen för medianen enligt ovan n/2(=l,57) gånger större än för medelvärdet. Detta innebär att det skulle behövas ca 60 procent fler observationer för att skatta väntevärdet lika effektivt med medianen som med medelvärdet.

Varken tn eller kk ger någon väntevärderiktig skattning av den sökta nivån. För flera fastighetstyper kan det även ifrågasättas om fördelningarna av T/K och/eller K/T är symmetriska. Den teoretiska jämförelsen mellan medelvärde och median kan därför inte utan vidare översättas till en jämförelse mellan de mått som diskuteras här. Det förefaller dock möjligt att måtten tn, l/kk och grovt sett skulle kunna fungera som

mtn

i figur 4.

Enligt figuren skulle visserligen ge en väntevär-

mtn

deriktig skattning av medianen av T/M, men osäkerheten i skattningen skulle bli betydande. Användandet av medianen som centralmått för relationen mellan T och K skulle därmed kunna leda till att resultatet av beräkningarna blir relativt slumpmässigt. För de

36 Bilaga 1

e båda medelvärdena kan a andra sidan förväntas att resultatet av beräkningarna avviker frân den sanna nivån, men avvikelserna kan förväntas bli förhållandevis stabila.

Frekvens Frekvens

l/kk tn

2 T. M . . l 1 median . av 1 Nl_ _i H-EM ñj-E EM_ 1 1 1

FIGUR 4 Principskiss till fördelning av tn, l/kk och mtn.

Hur pass rimliga är då antagandena om stabiliteten i måtten enligt figur 4? Av stor betydelse för svaret på den frågan är hur spridningarna av K och T ser ut. Om spridningarna av K och T är små och symmetriska, bör situationen enligt figur 4 i stort sett gälla. Om t ex spridningen av K skulle vara stor skulle tn flyttas längre till höger i figuren. Den skulle dessutom bli osäkrare, dvs fördelningskurvan i figuren skulle plattas till och bli osymmetrisk. På motsvarande sätt skulle fördelningskurvan för l/kk ändras om spridningen i taxeringsvärden skulle vara stor. Fördelningskurvan skulle nämligen flyttas till vänster och samtidigt antaga en annan form.

Medianen är däremot något okänsligare för stora spridningar av K och T. Stora spridningar leder nämligen till att frekvensen av extremvärden ökar, och extremvärden påverkar medianen mindre än medeltalen. Detta är en följd av definitionen av respektive centralmått, vilket kan illustreras på följande sätt.

Bilaga 1 37

Medianen (m) minimerar absolutbeloppen av avvikelserna. Beräkningen av m sker så att blir så li-

Z[m-xi[

ten som möjligt.

Medelvärdet minimerar däremot kvadraterna på avvikelserna mellan de observerande värdena och medelvärdet. Om § är medelvärdet och observationerna beräknas

xi

sålunda Q så att blir så liten som

Z(§-xi)2

möjligt.

Förekomsten av enstaka extremvärden stör därför beräkningen av en median betydligt mindre än beräkningen av ett medelvärde. I de situationer där spridningarna i K och T är stora skulle därmed bilden enligt figur 4 kastas om så att medianen blir det stabilaste måttet. Inställningen till medianen beror alltså i stor utsträckning på hur spridningarna av köpeskillingarna och taxeringsvärdena kan förväntas se ut.

Sammanfattningsvis kan sägas att medianen av de enskilda taxeringsvärdenivåerna ger en korrekt skattning av den sanna medianen av nivån på taxeringsvärdena. Denna sanna median överensstämmer normalt i stort sett med den sanna nivån på taxeringsvärdena som denna definierats tidigare. Medianen kan emellertid i vissa situationer ge en instabilare av niskattning vån på taxeringsvärdena än övriga centralmått. Om spridningarna av köpeskillingar och taxeringsvärden är stora ger medianen däremot den stabilaste skattningen. Problemen med aggregeringseffekter vid beräkning av medianen för ett oenhetligt material överensstämmer mer med motsvarande problem vid beräkning av de ovägda medelvärdena än vid beräkning av den vägda köpeskillingskoefficienten. Medianen kan slutligen framstå som något besvärligare att beräkna än de övriga tre måtten.

2.6 Sammanfattning

Beroende på syftet med beräkningen av den genomsnitt-

38 1 Bilaga

liga relationen mellan taxeringsvärden och köpeskillingar kan kraven på det centralmått som beräknas variera. I de flesta situationer är det önskvärt att det använda måttet uppfyller två skilda krav. Det ena kravet är att måttet ger en korrekt beskrivning av nivån på taxeringsvärdena i förhållande till marknadsvärdena (eller nivån på köpeskillingarna i förhållande till taxeringsvärdena). Det andra kravet är att måttet ger en så stabil skattning som möjligt av denna . a niva.

Hur de olika måtten kan uppfylla dessa krav beror bl a på hur det köpeskillingsmaterial ser ut som den genomsnittliga relationen ska beräknas för. Spridningen vad gäller köpeskillingar och taxeringsvärden kan variera med t ex fastighetstyp och det sätt på vilket materialet tagits fram. Detta medför att den situation i vilken beräkningen ska göras bör preciseras innan några slutsatser om de olika måttens lämplighet kan dragas. Några korta sammanfattande kommentarer om hur de olika måtten kan tänkas uppfylla de båda generella krav som ställts upp får därför utgöra avslutningen på detta kapitel.

Den ovägda taxeringsvärdenivån överskattar normalt den sanna nivån på taxeringsvärdena beroende på att köpeskillingarna uppvisar en spridning kring marknadsvärdena. Ju större spridningen är desto större blir överskattningen. Även stabiliteten minskar med ökad spridning. Spridningens storlek är bl a beroende på fastighetstyp och möjligheter till effektiv utgallring av icke representativa köp.

Den ovägda köpeskillingskoefficienten ger, efter invertering, normalt en underskattning av den sanna nivån på taxeringsvärdena beroende på att taxeringsvärdena varierar kring den genomsnittliga nivån. Ju större spridningen av taxeringsvärdena är desto större blir underskattningen. Samtidigt minskar stabilite-

Bilaga 1 39

ten i skattningen. Även av spridningen taxeringsvärdena är beroende av fastighetstyp. Däremot inte betyder gallring i materialet fullt lika mycket för att hålla nere spridningen.

Den vägda köpeskillingskoefficienten ger, efter invertering, en väntevärderiktig skattning av den sanna nivån på taxeringsvärdena. En är dock förutsättning att samtliga fastigheter har samma marknadsvärde. Detta kan medföra att behovet av stratifiering av köpen efter köpeskilling eller taxeringsvärde är större vid beräkning av den vägda köpeskillingskoefficienten än vid beräkning av de övriga centralmåtten. Spridningarna av köpeskillingar och taxeringsvärden synes inte leda till lägre stabilitet i den vägda köpeskillingskoefficienten än de två föregående måtten.

Medianen av taxeringsvärdenivåer ger en väntevärderiktig skattning av medianen av Medianen är mindre

Ti/Mi.

stabil än motsvarande medelvärde om populationen för vilken den beräknas är normalfördelad. Spridningarna av taxeringsvärdena och köpeskillingarna kan dock ge upphov till snedfördelning av K/T- och T/K-kvoter. Då medianen är mindre känslig för de extremvärden som kan uppträda i en sådan situati0n,kan den i vissa fall bli mer stabil än de båda ovägda medeltalen.

40 Bilaga 1

3 STUDIER AV NIVÅER OCH STABILITETEN FÖR OLI- KA CENTRALMÅTT GENOM EXPERIMENT MED EMPI- RISKT MATERIAL

3.1 Syfte

I kapitel 2 har gjorts en genomgång av de olika måttens egenskaper och inbördes relationer ur teoretisk synpunkt. I det sammanhanget har bl a en del räkneexempel grundade på konstruerade köpeskillingsmaterial redovisats. En hel del intressanta slutsatser har kunnat dragas. Många aspekter av intresse ur mera praktiska synpunkter kan emellertid inte belysas genom principiella resonemang av denna art. Det har därför synts angeläget att komplettera kunskaperna om de fyra måtten genom att direkt studera ett empiriskt köpeskillingsmaterial.

Det är sådana studier som redovisas i detta och nästföljande kapitel. Därvid har detta kapitel ägnats åt utnyttjandet av statistiska experiment på ett empiriskt material, hämtat från faktiskt utfall inom den svenska fastighetsmarknaden. Kapitel 4 redovisar vissa beräkningar som använts i samband med provtaxeringar i norra delarna av storstockholm inför 1975 års allmänna fastighetstaxering. De båda undersökningarna har i huvudsak skilda syften och avser att belysa de olika måttens egenskaper och inbördes relationer dels i ett i stort sett ogallrat köpeskillingsmaterial av den typ,som användes i vanliga prisstatistiska sammanhang (texSCB:s fastighetsprisstatistik), dels i provtaxeringarnas ofta hårt gallrade material. De sålunda situationer i ganska klart åtskilåterspeglar da faser eller moment inom den mångfacetterade process

sou 1979:33 Bilaga 1 41

som sammanfattas i begreppet De fastighetstaxering. olika ansatsernas innebörd och resultatens relevans för taxeringen kommer att framstå klarare den genom redovisning av analyserna som ges.

Syftet med de statistiska experimenten med omfattande empiriskt material kan sägas vara tvåfaldigt. Det ena syftet har varit att kartlägga de nivåskillnader som de olika måtten kan förväntas för i ett ge uttryck sådant material. Det andra syftet har varit att studera tillförlitligheten i dessa nivåer för vart och ett av måtten. Detta har kunnat ske genom att beräkna respektive nivåer vid köpeskillingsmaterial av olika omfattning och därvid studera variationer i dessa nivåer. Tillförlitligheten har sålunda i form av uttryckts måttens stabilitet vid successivt minskande materialstorlek.

3.2 Val av empiriskt material

Valet av empiriskt material gjordes med utgångspunkt från en rad olika önskemål. Enligt tidigare erfarenheter kunde de olika måttens inbördes relationer vara starkt beroende av vilken spridning som förelåg i köpeskillingsmaterialet. Denna spridning i sin tur sammanhänger bl a med vilken fastighetstyp det är fråga om. Det kändes därför angeläget att låta två i detta avseende olika fastighetstyper ingå i studien. Vidare borde materialet å ena sidan vara tillräckligt stort för att ge ett statistiskt säkerställt resultat, men å andra sidan inte så stort att bearbetningarna blev mer omfattande än nödvändigt. Slutligen ville man gärna ha material som i andra sammanhang betraktades som en enhet, varvid det låg närmast till hands att välja länet som regional enhet. Sammanvägt ledde dessa önskemål till att följande tvâ material valdes.

a) Samtliga köp 1975 av enfamiljsvillor (typkod 13) i Östergötlands län, totalt 1037 köp.

42 1 Bilaga

b) Samtliga köp 1975 av fritidsfastigheter (typkod 16) i Göteborgs och Bohus län, totalt 1115 köp.

Underlagsmaterialet har tagits fram ur respektive länsstyrelsers databand genom kopiering av köpeskillingar och taxeringsvärden för varje enskilt köp på särskilda databand - ett för villorna i Östergötlands län och ett annat för fritidsfastigheterna i Göteborgs och Bohus län - som sedan användes för bearbetningen.

För varje köp beräknades såväl taxeringsvärdenivån (T/K) som köpeskillingskoefficienten (K/T), vilka infördes på de speciella bearbetningsbanden. Dessa kom därigenom att innehålla alla de primäruppgifter som behövdes för den vidare bearbetningen.

De båda köpeskillingsmaterialen utgör ur statistisk synpunkt två skilda populationer (total- eller moderpopulationer). De kan beskrivas ur olika aspekter, t ex genom redovisning av spridningar i de olika köpens T/K- och K/T-kvoter eller genom att ange olika former av medelvärden för dessa kvoter. Ur populationerna kan också slumpmässiga urval tagas, och dessa kan studeras med avseende på motsvarande parametrar. Det är just genom studier av dylika systematiskt uttagna urval, som analysen av de olika måttens stabilitet har kunnat genomföras.

Bearbetningen av materialet har huvudsakligen skett genom utnyttjande av datorteknik. Detta har krävt ett betydande system- och programmeringsarbete. Institutionen har därvid anlitat Åke Wanneberg som konsult. Systemarbetet inklusive utformningen av maskintabellerna skedde i mycket nära samråd mellan institutionen och konsulten, under det att den senare självständigt svarat för programmeringen och för själva dataproduktionen.

Bilaga 1 43

3.3 Beskrivning av populationerna

3.3.1 Grafisk redovisning av spridningsbilden

I första hand har en grafisk redovisning av de absoluta spridningarna i parametrarna taxeringsvärdenivå (T/K) respektive köpeskillingskoefficient (K/T) gjorts. Redovisningen ges i figurerna 5 och 6 för villamaterialet samt i figurerna 9 och 10 för fritidsmaterialet. Därvid har frekvensen köp angivits för intervaller om 0,05 enheters vidd. Vid en sådan redovisning framstår skillnaderna mellan de olika parametrarnas spridningsbilder såsom mycket markanta. Jämförelsen mellan dessa spridningsbilder är dock i viss mån missvisande. Parametrarna har ju sin största frekvens vid helt olika delar av horisontalskalan. Taxeringsvärdenivåerna representeras nästan genomgående av tal som är mindre än l, under det att motsatsen gäller för köpeskillingskoefficienterna. Skalsteget 0,05 svarar därför för en mycket större variation - sett - när det procentuellt gäller taxeringsvärdenivån än när det gäller köpeskillingskoefficienten. Så t ex svarar intervallet 0,4 -0,5 i taxeringsvärdenivå mot intervallet 2,0-2,5 i köpeskillingskoefficient. I det förra fallet delas alltså köpen inom detta intervall på två skalsteg om 0,05 och i det senare fallet på tio lika stora skalsteg. Per skalsteg räknat blir alltså koncentrationen av köp inom intervallet mycket större för taxeringsvärdenivâer än för köpeskillingskoefficienter. Detta medför att spridningen i den grafiska bilden framstår som missvisande.

En mer rättvisande grafisk redovisning erhålles om man i stället redovisar parametrarnas relativa spridning omkring sina aritmetiska medelvärden. Så har skett i figurerna 7 och 8 (villor) respektive ll och 12 (fritidshus).

De relativa fördelningarna uppvisar ytligt sett en mer samstämmig bild av de båda kvoternas spridningar

Bilaga 1 Antal köp

200-

150-

100-

50-1

2,0 2,5 3,0 3,5 K 0,5 1,0 1,5 FIGUR 5 Absolut fördelning av taxeringsvärdenivâer (T/K). Enfamiljsvillor i E län.

Antal köp 100-

50-

vili

FIGUR 6 Absolut fördelning av köpeskillingskoefficienter (K/T). Enfamiljsvillor i E län.

Bilaga 1

Antal köp 4 140-

Index 4 0 5 0 FIGUR 7 Relativ fördelning av taxeringsvärdenivåer (T/K). Enfamiljsvillor i E län. Antal köp 1404

40-

20-

FIGUR 8 Relativ fördelning av köpeskillingskoefficienter (K/T). Enfamiljsvillor i E län.

Antal köp 150-

100-

S0-

I

do aha

Lo äs FIGUR 9 Absolut fördelning av taxeringsvärdenivåer (T/K). Fritidshus i O län.

Antal köp 50

vil?!

415 FIGUR 10 Absolut fördelning av köpeskillingskoefficienter (K/T). Fritidshus i O län.

Bilaga 1

Antal köp 100- 80 60- 40- 20- . dwA.ÅJ › 4 - - - - - V › Index 24 280 320 _ 530 50630 FIGUR ll Relativ fördelning av taxeringsvärdenivåer (T/K). Fritidshus i 0 län.

Antal köp 100* 80- 60- 40-

Index 80 120 160 200 ._åÄ0 280 FIGUR 12 Relativ fördelning av köpeskillingskoefficienter (K/T). Fritidshus i O län.

1 48 Bilaga

sina medeltal än de absoluta. Detta gäller såväl kring villorna som fritidshusen. Emellertid uppträder särskilt för ett stort antal höga extremvär- T/K-kvoterna den, som fördelningarna starkt sneda. Extremvärden gör finns också i men dessa är mindre mar- K/T-kvoterna,

grupperar

kanta och sig på båda sidor om medeltalet. är för fritidsmaterialet be- Genomgående spridningarna större än för villamaterialet. För alla förtydligt har Dessa visade att

delningar X2-test genomförts.

av de aktuella fördelningarna kunde anses noringen malfördelade.

3.3.2 Populationernas Centralmått

Ur har de fyra olika centralköpeskillingsmaterialet måtten, som varit föremål för den teoretiska analysen i 2, beräknats. Det bör måhända särskilt notekapitel ras att den diskussion om skalstegens betydelse som fördes i samband med den grafiska redovisningen, nyss saknar relevans vid angivande av nivåer för de fyra måtten. Här är det fråga om en rent numerisk beräksom av principen för grafisk redoning, ej pâverkas visning.

Beräkningarna av de fvra måtten för de totala nopulationerna redovisas i tabell 6.

TABELL 6 Centralmått för olika populationer

Centralmått Villor i Fritidsfastig- E län heter i O län

Ovägd taxeringsvärdenivå (tn) 0,610 0,639 Inverterad ovägd köpeskillingskoefficient (l/kk) 0,577 0,553 Inverterad vägd köpeskillingskoefficient 0,587 0,555

(l/kkv)

Median ( 0,585 0,563

mtn)

“

sou

1979:33 1 49 Bilaga

Man konstaterar att den ovägda taxeringsvärdenivån, tn, ger en högre nivå än de övriga måtten. Detta gäller båda populationerna, men är särskilt markant för fritidsfastigheterna. Detta sammanhänger med den större spridning som i fritidsmaterialet föreligger jämfört med villamaterialet. Skillnaderna i nivå enligt de övriga tre måtten är tämligen I båda obetydliga. fallen ger dock den inverterade ovägda köpeskillingskoefficienten, l/kk, den lägsta nivån.

Resultatet av denna beräkning avseende faktiskt material stämmer väl överens med de slutsatser som kunnat dragas ur den i kapitel 2 genomförda teoretiska studien. Där har bl a visats att tn normalt överskattar den sanna nivån och att l/kk underskattar densamma.

Skillnaderna mellan högsta och lägsta nivå utgör för villafastigheterna 0,053 enheter och för fritidsfastigheterna 0,086 enheter. Skillnaderna är alltså inte oväsentliga. Detta kan exemplifieras på följande sätt. De framräknade nivåerna antages ligga till grund för beräkning av erforderliga höjningar av taxeringsvärdena för att dessa skulle svara mot 75 procent av marknadsvärdena. Enligt en på vanligt sätt genomförd prognos skulle de i tabell 7 angivna höjningarna bli aktuella.

TABELL 7 Höjningar av taxeringsvärden under i texten angivna förutsättningar Centralmått Villor i Fritidsfastig- E län heter i O län

Ovägd taxeringsvärdenivå (tn) + 23% + 17% Inverterad ovägd köpeskillingskoefficient (1/kk) + 30% + 36% Inverterad vägd köpeskillingskoefficient + 28% + 35%

(l/kkv)

Median + 28% + 33%

(mtn)

50 1 Bilaga

Det bör särskilt understrykas att de prognoser som nu framtagits bygger på ett i stort sett ogallrat köpeskillingsmaterial av typ SCB-material, där mycket stora spridningar föreligger. Skulle man däremot utgå från ett gallrat material av den typ som omsorgsfullt vid så blir resultatet helt framtages provtaxeringar annorlunda. Detta framgår av den redovisning av analys av provtaxeringsmaterial som ges i kapitel 4. För de där undersökta områdena i Stockholms län (ca 1 200 köp av småhusfastigheter) är skillnaden mellan högsta och lägsta mått endast 0,010 enheter.

för undersökningar av urval från Principer moderpopulationerna

Hitills har redovisningen avsett totalpopulationerna vilkas faktiska spridning och på olika sätt beräknade centralmått för kvoterna T/K respektive K/T angivits. och centralmått kan - eftersom de Dessa spridningar en - betraktas som sanna. I avser totalpopulation många sammanhang är det emellertid inte möjligt att studera så stora Man får nöja sig med populationer. större eller mindre urval av sådana populationer. Varje sådant urval blir uppenbarligen slumpmässigt sammansatt, vilket innebär att såväl urvalens spridning som deras centralmått varierar. Ju mindre urvalen är, desto större torde dessa variationer bli. Undersökningen i detta avsnitt har till syfte att studera främst variationerna i centralmåtten. Genom att beräkna dessa variationer för olika urvalsstorlekar erhålles ett ut- - eller statryck för centralmåttens tillförlitlighet bilitet - vid successivt minskande urvalsstorlek.

har följande sätt. Ur to- Undersökningen genomförts på har urval uttagits. För talpopulationen slumpmässiga urval har sedan vart och ett av de fyra centralvarje måtten beräknats. De sålunda beräknade centralmåtten bestämmes då av hur det slumpmässigt valda urvalet kommit att utfalla. Genom att ta ett stort antal urval

sou 1979:33 Bilaga 1 51

med samma storlek och studera centralmåtten för varje enskilt urval kan man det aritmetiska medelvärdet ange och medianen för vart och ett av centralmåtten och

spridningen omkring dessa. Så har skett för urval av olika storlek.

Följande urvalsstorlekar valdes: 101, 75, 5l, 31, 21 och ll köp. Att man konsekvent valde urval med udda antal köp sammanhänger helt enkelt med att det därigenom blev lättare att beräkna medianvärden. Genom att välja ett så stort intervall som l0l till ll man ansåg sig kunna på ett rimligt sätt täcka in de situationer som kan förekomma vid med av ett ortsvärdering hjälp prismaterial. Endast i undantagsfall kan man räkna med så stora material som l00 medan man å andra sidan köp, knappast kan genomföra ortsprisanalyser om underlagsmaterialet går ner till ca 10. Det är här om frågan ett ogallrat material. Vore det däremot om ett fråga väl gallrat material, så skulle man sannolikt anse sig kunna få god ledning av ett underortsprismaterial stigande 10 köp.

För att studera centralmåtten vid olika urvalsstorlekar var det att uppenbarligen nödvändigt analysera många urval i respektive Därvid storleksgrupp. gjordes den bedömningen att urvalsstorlekar om 101 och 75 köp skulle uppvisa relativtstor stabilitet i avseende på centralmåtten. Det borde därför räcka med 50 urval av varderastorleken.För de mindre urvalsstorlekarna, där mindre stabilitet kunde förväntas, 100 gjordes slumpmässiga urval i varje storleksgrupp.

För varje population kom sålunda 500 urval att göras med följande fördelning

urval om l0l - 50 st köp urval om - 75 köp 50 st urval om 51 köp 100 St urval om - 100 St 31 köp

urval om 21 köp l00_St

urval om ll köp 100 St

1 52 Bilaga

Samtliga urval gjordes med hjälp av dator enligt principen slumpvis dragning med återläggning. Samtliga 1037 lll5) deltog alltså i varje dragning (resp köp och hade samma chans att komma med i urvalet.

3.5 Centralmåttens medelvärden i olika urvalsgrupper

För enskilt urval har datorn beräknat de fyra varje aktuella centralmåtten. Eftersom urvalens sammansättbestämts av den dragningen ur hela poning slumpvisa har måtten fått olika värden för de olika pulationen urvalen. Därför har en viss spridning uppkommit inom de olika Denna spridning blir giveturvalsgrupperna. vis större vid litet antal köp i urvalen. Spridningen kommer att redovisas i avsnitt 3.6.

I detta avsnitt redovisas centralmåtten medelvärden och medianer inom respektive urvalsgrupp. De senare i detta sammanhang vara de mest rättvisande, synes eftersom åtminstone en del av centralmåtten är klart snedfördelade. Det bör att detta konstaterande påpekas inte innebär ställningstagande för medianen som något centralmått vid - det är i stället fastighetstaxering fråga om hur de fyra olika centralmåttens genomsnittutfall i respektive urvalsgrupp skall uttryckas. liga

De aritmetiska medeltalen för respektive centralmått har beräknats via datorn. När det gäller medianerna har däremot en manuell beräkning gjorts utifrån de tabellerna över centralföreliggande dataproducerade vid enskilt urval. Sammanställning av de måtten varje och medianerna ges i tabell 8. aritmetiska medelvärdena

visar att stabiliteten i medelvärde- Sammanställningen na normalt är Bara i undantagsfall överganska god. stiger avvikelserna från populationsmaterialet 0,01 enheter. De största avvikelserna föreligger för de Genomgående är avvikelovägda taxeringsvärdenivåerna.

SOU 1979 :33 Bilaga 1 53

E mma.o ›mm.o mmm.o aaa.o ›am.o amm.o aam.o qam.o aam.o mam.o mam.o mam.o mam.o aam.o

apa W mmm.o aam.o aam.o mmm.o mam.o aam.o ›mm.o vam.o mam.o xam.o mam.o aam.o mam.o aam.o

›wm.o aam.o awm.o ›am.o amm.o mmm.o mwm.o mmm.o mmm.o mmm.o mam.o mam.o xmm.o amm.o

E

xx\a W ›mm.o mam.o ›am.o mma.o aam.o ›mm.o omm.o mmm.o mmm.o mmm.o amm.o mmm.o mmm.o wmm.o

E »m.o w›m.o v›m.o w›m.o a›m.o a›a.o m›m.o mmm.o m«m.o m«m.o amm.o ›mm.o a«m.o amm.o

xxx nxm

mnxw

xx\a »m.o a›m.o a›m.o m›m.o w›m.o a›m.o xam.o mmm.o mmm.o mmm.o mmm.o amm.o xmm.o mmm.o

C®UHmH®U®E

W

wc

.nmmmsumwamH:

m

oxa.o xxa.o ooa.o moa.o moa.o moa.o mmm.o mma.o mma.o ama.o mva.o ama.o mxa.o mxa.o

ppm

E

zoo

MMMHUGEUHHM

mxaao oxa.o oxa.o oxa.o mxa.o moa.o woa.o axa.o mma.o mma.o «ma.o v«a.o wma.o ›ma.o ›ma.o

nu

uum

W a

Mmm H®©

smuuweamuucwo

-mmnoaouao

uaammmuma

AEV

H

OCHCHHWUWCMEEMW

HOCMHUME

H

max max max max max max max max max max max max

xmauoumwamus\qoaumaømom

amaoxamxsmom

maamøp

umumamxammamaxaxum

zoo

cocoxumxømom

mn Hm am xx CWH mn am xx

xox

Hm Hm

xox

Hm

umamamHammumxxH

m

Ewa eo eo eo ao eo eo so eo ao so so eo

WSCOM

qqmmcs mvcma mao: xmua xmaa xmua xmuø xmma xmma E00 mama xmua Hmmo xmua xmma xmm: xmua

54 Bilaga 1

serna större för fritidsfastigheterna än för enfamiljsvillorna. Detta beror på att spridningen i den population som avser fritidsfastigheter är betydligt större än i villapopulationen.

3.6 Centralmåttens variation i olika urvalsgrupper

Genom att ett stort antal urval - 100 50 resp tagits för varje urvalsgrupp kan man få en god bild av den

TAXERINGSVÄRDENIVÅ KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT Frekvens Frekvens 0 . _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ -sov

30|á

Urval om 25\

20%.

15%.

10\.

58. ? _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _- 5%

Eâáâ I 0

K Klä

0,55 0,60 0,6 5 0,70 0,75 o,=0 0,85 Frekvens

Frekveni

LSL _________ ___ 15a Urval om

10%

Sh

?th-J i Klä

0,55 0,60 0,65 0,70 0, 5 0,30 0,15 Frekvens

Frekveni

_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ . _ _ _ - - - - - - - - -U 15\ , 1504 Urval om 11 köp 11 köp _ _ _ _ _ ._ _ _ _ _ _ -.10%- _ A ? 100- f /

á;y

5%* _ _ _ _ _ _ _ _ . _ _ _. _ _ 5%

u Wi . z áø

Xhi

0,55 0,60 0,6 S 0,70 0,7 5 0,80 0,35 0,55 0,60 0,65 0,70

FIGUR l 3 Spridning i ovägda taxeringsvärdenivåer och inverterade ovägda köpeskillingskoefficienter för utvalsstorlekarna 75, 31 och ll. Enfamiljsvillor i E län år l975.

Bilaga 1 55

spridning som föreligger kring de medelvärden som redovisats i föregående avsnitt. Spridningarna kan uttryckas med användning av standardavvikelser eller kvartilvärden. Som en bakgrund ges först en grafisk redovisning av fördelningarna för två av de aktuella centralmåtten, tn och 1/kk. Redovisningen avser urval av storlekarna ll, 31 och 75 köp såväl för populationen enfamiljsvillor i Östergötlands län som för populationen fritidsfastigheter i Göteborgs- och Bohus län, se figurerna 13 och 14.

Det framgår klart av de grafiska redovisningarna att spridningarna vid lika urvalsstorlek är betydligt TAXERINGSVÄRDENIVÅ KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT Fnäwens 25% Urval om 75 köp ma ---------------------------------- --

70 o775 olåo 0,85 0,§0 0,95

Frekveni

10%- - - _ - « - - - - - - _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ __ V Urval om sa- I . - - - _ - - _ - - _ _ . A - _ _ _ _ _ _ _ _ --

. Z

0,50 0,55 0,60 0,65 0,70 Klä

0,75 0,80 0,85 0,90 0,95 1,00

Urval om

K oxo 055 0,70 0,75 0,80 0,85 0,90 0,95 LOOK 0,45 0,50 0,55 mm 0m5 FIGUR 14 Spridning i ovägda taxeringsvärdenivåer och inverterade ovägda köpeskillingskoefficienter för urvalsstorlekarna 75, 31 och ll. Fritidsfastigheter i 0 län år 1975.

56 Bilaga 1

större för de taxeringsvärdenivåerna än för de ovägda ovägda köpeskillingskoefficienterna. Detta beror på de starkt avvikande extremvärden som återfinnes i T/Kkvoterna för Även om extremerna i totalpopulationen. och för sig är rätt sällsynta, kommer de då och då med i det slumpmässiga urvalet och påverkar därvid dess medelvärde mycket kraftigt. Detta gäller särskilt de små urvalen.

av den som redovisats i figur 13 och Fördelningar typ 14 har till grund för bedömningar av osäkerhelagts ten/stabiliteten hos de olika centralmåtten. Därvid

OVÄGD INVERTERAD OVÄGD TAXERINGSVÄRDENIVÅ KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT T/K

i*

0,68 ._ i 0722;

0,66 - man .__-_m_A omv 0,64 0,62 - me;

6,50

0,58 0,56 0,54 - 0,54- 101 75 S1

xuvearsaao vxco MEDIAN AV

- 0.% mss 0,54 0:54 I I I I I I I I l r I I Ant l 1 101. 75 51 31 21 11 101 75 51 31 21 11

köpa 22:3

FIGUR l5 Medelvärde (§) och standardavvikelser (s) för fyra olika centralmått vid varierande urvalsstorlek (antal köp). Enfamiljsvillor i E län år 1975.

sou 1979:33 Bilaga 1 57

har standardavvikelserna beräknats de aritmeomkring tiska medelvärdena samt de nedre övre kvartilvärresp dena omkring medianerna.

Standardavvikelserna uttryckes som ett symmetriskt intervall omkring medelvärdet. Intervallerna skulle - om

?Xâåâmsvmoguxvl åäåååiååââqâåâåêpsxcmuw

om: +5 02:.

o,72«e «›ø Awvw «vw----- - « 0.72-

ÃÅZL :iii:

0,554 0,66- ›

::::: 2:;

i

r---r---u o,ss--› 7 - ;z-

0,5s«

0,54- B 0,54-

o,52-- -w a___--«--- W

0.52» ., _s- 0,5o- 0,50- 101 75 51 3 21 1 101 75 51 312111

köp” kgåal

åggêåäååâgnåêigzrrxcxsnw :§3ä:§Nê§VÄRDENIVAER

T/xll

0,524 0,62- T/Kr

, -W- _._4_...___ __ .+5 0,50_

:E:- 0,58-

ÃZ?? iii.

0,52-_› A» »A--›. - -- - - 4, 0,524

-Q

0 sou . 0 50. , 101 75 51 31 21 11 Antal Antal 101 75 S1 31 21 ll köp köp FIGUR 16 Medelvärde (Ã) och standardavvikelser (s) för fyra olika centralmått vid varierande urvalsstorlek (antal köp). Fritidshus i O län år 1975.

58 Bilaga 1 sou 1979:33

fördelningarna vore normalfördelade - omfatta ca 2/3 av samtliga observationer. Eftersom spridningarna enligt tidigare redovisningar inte är symmetriska blir standardavvikelserna svårtolkade och lätt missvisande. Man undviker dessa svårigheter genom att i stället ange kvartilvärden omkring medianen. Definitionsmäs* sigt faller hälften av samtliga observationer mellan de nedre och de övre kvartilvärdena. Intervallet behöver emellertid inte vara symmetriskt, utan anpassar sig till den bakomliggande - ofta osymmetriska - fördelningen.

OVÅGD OVÄGD INVERTERAD _ TAXERINGSVARDENIVA KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT r/x* ma; 0,66 0,55.. 0,644- --r---ws---w Ö-k- 0,54-

5 4 0.60-- /// »-- 0,60- 0,50- /ø///á/ uk 0,53mm---__ _ _ _ _ _ _ _-oM. 0.54- 0,54-

101 75 51 31 21 11 101 75 51 31 21 n

22:51 :gtal p

VÄGD INVERTERAD MEnIAN Av KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT TAXERINGSVÄRDENIVÅER

mm ____. _-- n: .r ///////////////////// /

.a//r//I/

101 75 51 31 2 Antal Åntal 1 11 101 75 51 31 21 11 köp köp

FIGUR l7 Median (m), övre kvartil (ök) och nedre kvartil (nk) för fyra olika centralmått vid variernade urvalsstorlek (antal köp). Enfamiljsvillor i E län år 1975.

sou 1979:33 Bilaga 1 59

I diagrammen i figurerna 15 -l8 återges de osäkerhets-

intervall som är knutna till nyss redovisade medelvär-

den och medianer. Varje avser viss diagram population villor i E län resp fritidshus i O län - och Visst

centralmått. Diagrammen är konstruerade så att man lätt

kan iakttaga hur osäkerhetsintervallet succesivt växer

med minskande antal köp i urvalen. till vänster Längst - i strutens botten avläses respektive centralmåtts

värde i den ursprungliga populationen.

ovxco ovxcn xuvsarsnan TAXERINGSVÃRDENIVÃ KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT T/KA T/K; 0,70- 0,70ök 0,sa-- --- ---- 0,53-

0,se- 0,66

0, 54 Iáøzáøz Aøøøy/ . 054 .

uawáy / 0,62- W//ø // 0,62% m w-»e - 0,601- 0.60--

0,5a- 0,58n k 05%- -- -_---___-__ osm_ 4 0.54- 0,54

- - - -«- - o,521- 0,52-b-

101 75 51 31 21 11 mn 1 mn 1 101 75 51 31 21 11

köp* kö p

vxco INVERTERAD MEDIAN AV KÖPESKILLINGSKOEFFICIENT TAXERINGSVÄRDENIVAER T/K T/K mm ---__»- ms

--u-----»?% ,,, /

0,53 ö* 0,53 u

0,55 o.5s _. “T-

m54 ,, Aââø/ m54 /

nk n k 0,52 --«---._--.r..» __.__... _ _ , ,.____- 0,52 - _h_

(I *r l I I I I v l V l l I 101 75 51 31 21 11 1 1 101 75 51 31 21 11

köpa köp*

FIGUR 18 Median (m), övre kvartil (ök) och nedre kvartil (nk) för fyra olika centralmått vid varierande urvalsstorlek (antal köp). Fritidshus i O län år 1975.

60 Bilaga 1

Ett studium av diagrammen visar att osäkerhetsintervallet genomgående är störst för centralmåttet taxerings värdenivå. De övriga trecentralmåttenuppvisar ett sinsx 1 emellan tämligen likartat osäkerhetsintervall. Skillnaden är förorsakad av den starkt sneda fördelning för T/K-kvoterna som föreligger i moderpopulationerna. Snedheten tar sig för övrigt uttryck i det förhållandet att avståndet mellan övre kvartil och median är betydligt större än avståndet mellan median och nedre kvartil.

3.7 Sammanfattning och slutsatser av det statistiska experimentet

Syftet med den delundersökning som redovisas i detta är att den tidigare teoretiska stukapitel komplettera dien av de fyra aktuella centralmåttens egenskaper med undersökningar av ett empiriskt material. Materialet utgörs av samtliga köp år 1975 dels av enfamiljsvillor i län dels av fritidsfastigheter i Göte- Östergötlands borgs- och Bohus län. I båda fallen var totala antalet köp mer än 1000.

har närmare beskrivits bl a genom redo- Populationerna visning av fördelningarna för såväl de individuella taxeringsvärdenivåerna (T/K) som motsvarande köpeskillingskoefficienter (K/T). Särskilt T/K-fördelningarna nar visat sig vara starkt snedfördelade, vilket varit Ä speciellt markant för fritidsfastigheterna.

För moderpopulationerna har vidare de olika central- * måtten beräknats. Därvid kan konstateras att taxeringsvärdenivån ger ett betydligt högre värde - ca 0,61 och 0,64 för villor fritidsfastigheter - än de respektive centralmåtten. Dessa grupperar sig omkring värdeövriga na - - I båda dessa 0,58 0,59 respektive 0,55 0,56. fall ligger den ovägda köpeskillingskoefficienten lägst.

Ur har slumpvisa urval tagits. Urmoderpopulationerna valens storlek har varierat mellan l0l och ll. Ett stort

1 61 Bilaga

antal urval har tagits för var och en av de sex storleksgrupperna. Centralmåttenhar beräknats för varje enskilt urval. Därigenom har såväl genomsnittliga värden för de olika centralmåttensom spridningen omkring dessa värden kunnat studeras. Spridningarna har redovisats dels i form av standardavvikelser från aritmetiska medelvärden dels som nedre och övre kvartilvärden omkring medianen.

Genomgående har påvisats att centralmåttet taxeringsvärdenivå antager de högsta värdena samtidigt som det uppvisar de största spridningarna, dvs den sämsta stabiliteten. De redovisade egenskaperna i båda dessa avseenden måste tolkas mot bakgrund av de valda moderpopulationerna. Dessa innehåller extremvärden som framstår som särskilt avvikande när de uttryckes i form av taxeringsvärdenivåer. Dessa extremvärden bidrar mycket starkt till såväl de höga värdena som den stora spridningen.

Det är av vikt att notera att det grundmaterial som användes vid provtaxeringen vid allmänna fastighetstaxeringar är av helt annan karaktär. Detta material utsättes för en ingående granskning. Sådana köp som därvid uppfattas som icke representativa för den allmänna marknaden i orten gallras ut. Därigenom och genom att materialet begränsas till att avse de relativt små och enhetliga provtaxeringsområdena blir materialet tämligen homogent. Den som redovisas i undersökning detta kapitel återspeglar därför inte provtaxeringssituationen.En undersökning av de olika centralmåttens inbördes relationer i provtaxeringsmaterial har därför genomförts, se kapitel 4. Det visas där att skillnaderna mellan nivåerna för de olika måtten är obetydliga.

De resultat som här redovisats rörande centralmåttens egenskaper inom ett heterogent köpeskillingsmaterial, har däremot direkt relevans i andra moment inom fastig-

62 Bilaga 1

hetstaxeringen. Särskilt viktigt torde därvid vara framtagandet av prognoser rörande kommande taxeringsvärdehöjningar. Dessa prognoser har inför 1970 och 1975 års allmänna fastighetstaxeringar grundats direkt på SCB:s ogallrade köpeskillingsmaterial med användning av därur beräknade taxeringsvärdenivåer. Eftersom dessa nivåer legat högre i det ogallrade material som användesför prognoserna än i det starkt gallrade materialet från provtaxeringarna, kom prognoserna normalt att underskatta de verkliga höjningarna. Om motsvarande prognoser skall redovisas inför 1981 års allmänna fastighetstaxering bör givetvis hänsyn tas till detta förhållande. Detta kan ske genom särskilda korrektioner grundade på resultatet av de nu genomförda undersökningarna.

Ett i stort sett ogallrat köpeskillingsmaterial av den typ som använts i detta kapitel ligger vidare till grund för de omräkningstal som bestämmes vid fastighetstaxeringen. Dessa tal används för att korrigera köpeskillingar från olika år till en och samma prisnivå. Det gäller här att jämföra nivåer mellan olika års köpepopulationer. De redovisningar som gjorts i detta kapitel är härvid i princip relevanta. Eftersom det i detta fall gäller bestämning av de relativa skillnaderna mellan olika års medelvärden är främst måttens stabilitet av intresse.

Det bör noteras att frågor av denna typ kommer att bli särskilt aktuella för den händelse s k rullande taxering skall införas. En sådan innebär bl a att taxeringsvärdena för den övervägande delen av fastighetsbeståndet varje år skall räknas upp med hjälp av något slags fastighetsprisindex. Detta index, som har samma principiella innebörd som nyss berörda omräkningstal, måste bestämmas utifrån den allmänna fastighetsprisstatistiken. Det torde bli nödvändigt att därvid göra en strikt indelning i delmarknader inom den totala fastighetsmarknaden med avseende på såväl olika fas-

1979 33

åsou Bilaga 1 63

Etighetstyper som regioner. De erforderliga indexseri-

?erna för dessa delmarknader måste beräknas utifrån något av de fyra centralmåtten. Valet mellan centralmåtten - dvs indexseriernas utseende - måste grundas på överväganden av det slag som redovisats i detta kapitel. Den speciella problematik som då inställer sig har inte kunnat behandlas inom ramen för den nu redovisade undersökningen.

4 DE OLIKA CENTRALMÅTTEN VID PROVTAXERING

4.1 Studier av centralmåttens betydelse vid 1975 års allmänna fastighetstaxering

4.1.1 Syfte och bakgrundsmaterial

Av kommunalskattelagens 9§, i dess nuvarande lydelse, att: taxeringsvärdet skall åsättas till det framgår som motsvarar sjuttiofem procent av taxeringsbelopp enhetens marknadsvärde. I punkt l i anvisningarna till står vidare att med marknadsvärdet för en 9§ avses det pris, som den sannolikt skultaxeringsenhet le vid en försäljning. Dessutom framgår att betinga den som ska ges prioritet är ortsprisvärderingsmetod metoden. Av riksskatteverkets anvisningar i samband med 1975 års AFT framgår slutligen att marknadsvärdet .ska bestämmas med hänsyn till prisnivån under det år som ligger två år före taxeringen.

Detta innebär att om taxeringsvärdet 1975 för en enskild till 75 procent av marknadsvärfastighet uppgår det år 1973 så är taxeringsvärdet korrekt åsatt.

med är att undersöka om de Syftet provtaxeringarna m m som ska anmarkvärdekartor, byggnadsvärdetabeller vändas Vid taxeringsvärden, som i getaxeringen ger nomsnitt till 75 procent av marknadsvärdena för uppgår de enskilda Vid 1975 års AFT antaxeringsenheterna. vändes tn vid dessa Avsikten med denna provtaxeringar. är bl a att studera vad de andra centralundersökning måtten skulle ha gett för resultat. Denna jämförelse

sou 1979:33 Bilaga 1

mellan måtten kan bl a ge ledning om vilket mått som

lämpligen bör användas.

Provtaxeringar sker för de flesta typer av fastigheter. Undantagna är bl a

industrifastigheter. Smâhusfastig-

heter för permanent boende och fritidsboende - är

den klart största gruppen av fastigheter. Undersök-

ningen har därför inriktats mot denna grupp.

Det

köpeskillingsmaterial som används vid

provtaxeringarna kan i väsentlig utsträckning förväntas avvika

från det som användes i föregående kapitel. Redan det

förhållandet att materialet hänför sig till ett starkt

begränsat omrâde gör att det kan bli mer enhetligt. Vid provtaxeringarna sker dessutom en betydligt hårdare av gallring materialet. Denna skillnad gör det an-

geläget att studera de olika centralmâttens egenskaper även i ett provtaxeringsmaterial.

I tabell 9 och 10 redovisas den genomsnittliga nivån

på taxeringsvärdena enligt de fyra olika centralmâtten

i köpeskillingsmaterialet vid provtaxeringarna inför

1975 års allmänna från fastighetstaxering nâgra fastig-

hetstaxeringsdistrikt i norra delarna av Stockholms

län. I tabell 9 redovisas utfallet för småhusfastighe-

ter med hus för I den permanentboende. sista kolumnen

redovisas skillnaden mellan det mått som ger högst

resp lägst nivå på taxeringsvärdena för de olika områ-

dena. I tabell l0 redovisas motsvarande beräkningar

för fritidsfastigheter.

Ett närmare studium av tabell 9 visar att skillnaderna

mellan måtten i de flesta fall är små. Ensynnerligen

dast i undantagsfall kunde det ha blivit aktuellt att

revidera markvärdekartor och/eller val av P-tabell om

något annat mått än tn hade använts vid provtaxeringar-

na. Detta beror i stor att utsträckning på spridningen

i materialet är liten. Den högsta T/K-kvoten är l,l0

och den lägsta 0,33. Båda kvoterna är från Sigtuna, den första från området med P-tabell 150/85 och den andra från området med P-tabell 110/80.

De största skillnaderna mellan måtten återfinns i Vinsta (Vällingby) och de områden i Sigtuna där P-tabell ll0/80 använts.

I Vinsta är det medianen som kraftigt avviker från de måtten. Detta torde sammanhänga med att antalet Övriga köp är litet.

I Sigtunaområdet kan konstateras att skillnaden mellan de enskilda T/K-kvoterna (och därmed också K/T-kvoterna) är osedvanligt stor. Detta kan förklara den stora skillnaden mellan tn och l/kk, som ju är direkt beroende av spridningens storlek.

I tabell 10 är skillnaden mellan de olika måtten stör-

re än i tabell 9. Materialet är litet och är hämtat

enbart från tre provtaxeringsområden. Det uppvisar ett brett intervall av T/K-kvoter, från 1,61 till 0,32. Båda extremvärdena återfinnes i Sigtuna, där också skillnaden mellan måtten är störst. Trots materialets litenhet bekräftar det den allmänna erfarenheten att spridningen i ett köpeskillingsmaterial för fritidshus är större än för permanenthus.

4.1.2 Ovägd taxeringsvärdenivå och ovägd köpeskillingskoefficient

De beräkningar som redovisats i tabellerna 9 och 10 har visat att tn genomgående är högre än l/kk. Skillnaderna är dock små. Relationerna mellan måtten överensstämmer med de teoretiskt funna sambanden (avsnitt 2.3).

Även om skillnaden är liten kan det vara av intresse att ytterligare studera de båda måtten för att avgöra vilket som ligger närmast den sanna nivån och vilket

r

i sou 1979:33 1

Bilaga 67

TABELL 9 Beräkning av de fyra centralmåtten ett på provtaxeringsmaterial från AFT 1975. Småhusfastigheter med permanenthus

l från några distrikt i norra delarna av Stockholms län.

Provtaxerings- Antal tn 1/kk Skillnad

område 1/kkv mtn

köp mellan V=vi110r max och

RK=rad-xH1kedjehus min

Hässelby 112 0,757 0,744 0,744 0,755 0,013 Norra Hässelby V 17 0,758 0,742 0,744 0,750 0,016 Smedshagen m m 22 0,756 0,750 0,749 0,750 0,007 Södra Hässelby V 42 0,758 0,734 0,734 0,768 0,034 Södra Hässelby RK 31 0,757 0,754 0,756 0,754 0,003

Vällingby 139 0,746 0,740 0,740 0,739 0,007 Nälsta V 48 0,762 0,752 0,753 0,756 0,013 Nälsta RK 32 0,755 0,750 0,752 0,760 0,010 Vinsta 10 0,757 0,743 0,730 0,785 0,055 Kälvesta 49 0,723 0,721 0,721 0,724 0,003

Spånga 241 0,740 0,731 0,733 0,730 0,010 Sundby, Flysta 88 0,743 0,733 0,734 0,726 0,017

Solbacken, Bromsten 62 0,742 0,733 0,734 0,729 0,013 Solhem 91 0,737 0,729 0,732 0,732 0,008

Upplands-Väsby 131 0,720 0,715 0,715 0,721 0,006

Brunnby-Vik 5 0,672 0,667 0,669 0,693 0,026 Holmen, Vilunda 11 0,731 0,729 0,729 0,733 0,004 skälby 36 0,720 0,720 0,718 0,720 0,002

Smedby, Vatthagen 25 0,737 0,732 0,736 0,738 0,006

Prästgården m m 23 0,747 0,734 0,731 0,750 0,019 Vilunda RK 14 0,680 0,678 0,682 0,672 0,010 Odenslunda m m 17 0,700 0,692 0,692 0,721 0,029

Vallentuna 213 0,737 0,728 0,730 0,737 0,009 Vallentuna RK 72 0,722 0,718 0,718 0,711 0,011 Vallentuna V 92 0,766 0,758 0,753 0,760 0,013

össeby-Garn 15 0,706 0,699 0,698 0,706 0,008

V inom planområde 34 0,704 0,687 0,692 0,667 0,037

Sigtuna 199 0,737 0,720 0,724 0,743 0,023 P-tabell 130/85 50 0,745 0,741 0,740 0,744 0,005 P-tabell 140/85 17 0,723 0,711 0,710 0,704 0,019 P-tabell 150/85 22 0,726 0,700 0,700 0,733 0,033 P-tabell 120/80-85 71 0,753 0,745 0,747 0,756 0,011 P-tabell 110/80 39 0,711 0,667 0,674 0,714 0,051

Järfälla 118 0,748 0,743 0,743 0,756 0,013

0,732 0,737 0,010

68 1 Bilaga

TABELL 10 Beräkning av de fyra centralmâtten på ett provtaxeringsmaterial från APT l975. Fri- J tidsfastigheter från några distrikt i norra § delarna av Stockholms län. 5 Provtaxerings- Antal tn l/kk 1/kk Skillnad

v mtn

område köp mellan max och min Sigtuna 45 0,772 0,700 0,704 0,766 0,072 Vallentuna 39 0,786 0,775 0,771 0,789 0,018 Upplands Väsby ll 0,718 0,695 0,712 0,705 0,023 Totalt 95 0,771 0,729 0,729 0,766 0,042

som ger den stabilaste skattningen.

Som framhållits i kapitel 2 är spridningen i T troligen liten när det gäller småhusområden med permanenthus. Denna låga spridning i T skulle innebära att situationen vid provtaxering skulle påminna om den situation som beskrivs i tabell l i avsnitt 2.2. Den sanna nivån på taxeringsvärdena skulle därför bäst skattas av måttet l/kk.

Mera generellt gäller att 1/kk är ett bättre mått om spridningen i T är mindre än spridningen i K. Däremot är tn bättre om det omvända förhållandet gäller beträffande spridningarna.

Om, såsom ovan förutsattes, spridningen i T är liten, så borde K/T-kvoterna vara i huvudsak normalfördelade om man utgår från att spridningarna i köpeskillingarna är normalfördelade. Låt oss på motsvarande sätt utgå från att T/K-kvoterna är normalfördelade om spridningen i K är liten. Detta bygger på den något osäkrare hypotesen att spridningen i T är normalfördelad.

Antagandena ovan innebär att K/T-fördelningarna är normalfördelade vid små spridningar i T respektive att T/K-fördelningarna är normalfördelade vid små spridi K. Om så är fallet kan man - att testa ningar genom i om normalfördelningar föreligger verkligheten

sou 1979 33 Bilaga 1 69

draga slutsatser om spridningarnas storlek för T respektive för K. Detta skulle i sin tur en om ge antydan vilket av måtten l/kk och tn som bäst beskriver den sanna nivån på taxeringsvärdena i förhållande till marknadsvärdena.

Ett sådant test har utförts. att Hypotesen K/T- respektive T/K-fördelningarna vore normalfördelade har prövats genom s k inom de

X2-test 10 provtaxeringsområ-

den enligt tabell 9 där antalet varit fler än 40. köp

Resultatet av testen blev att att fördelhypotesen ningen är normalfördelad endast i enstaka fall kunde förkastas. Detta tyder på att är små i spridningarna såväl T som K.

Testet gav sålunda inte i bestämd riktutslag någon ning. Det är därför inte att med av möjligt ledning detta material göra något uttalande till förmån vare sig för tn eller l/kk. Eftersom skillnaderna mellan de faktiska värdena i är är provtaxeringsmaterialet små, valet dem emellan inte heller särdeles betydelsefullt.

Det är tänkbart att det använda materialet småhus för permanentändamål i Stockholmsområdet - är mera homogent än provtaxeringsmaterial i allmänhet är. Omsättningen är ju relativt i hög Stockholmsområdet, varför marknadens parter kan vara bättre informerade om den föreliggande än marknader med prisnivån på mindre omsättning. Resultatet av får analysen därför inte generaliseras till att gälla alla småhusfastigheter och framförallt inte andra med annan fastighetstyper spridningsbild vad gäller köpeskillingar och taxeringsvärden.

4.1.3 Vägd köpeskillingskoefficient

Enligt figur 2 i avsnitt 2.3 bör i normalfallet den sanna nivån på taxeringsvärdena mellan de ligga

nivåer som erhålles med hjälp av tn och l/kk. I de 38 provtaxeringsområdena i tabellerna 9 och 10 ger

1/kkv

ett resultat som ligger mellan tn och l/kk i 24 fall, högre än tn i ett fall lägre än l/kk i 13 fall.

och

Endast i ett fall ligger märkbart utanför det

l/kkv

intervall som ges av tn och l/kk. Det aktuella provtaxeringsområdet är Vinsta (i Vällingby). Antalet köp i detta område är dock litet, 10 st.

Detta resultat stämmer bra överens med resonemanget i avsnitt 2.4, där det hävdades att borde ge en

l/kkv

korrekt skattning av den sanna nivån på taxeringsvärdena om skillnaderna i marknadsvärdena var små. I småhusområden av den karaktär som det här är fråga om varierar prisnivån normalt inte så mycket att de aggregeringseffekter som diskuterades i avsnitt 2.4 stör beräkningarna av i någon avgörande utsträckning.

l/kkv

Behovet av en stratifiering av köpen är därför begränsat när det gäller småhus.

En viss variation i marknadsvärdenivån är emellertid oundviklig. Att ger lägre siffror än l/kk i så

l/kkv

pass många fall kan ha samband med denna variation. En lägre nivå på taxeringsvärdena i förhållande till köpeskillingarna för de dyrare fastigheterna kan leda till att blir lägre än l/kk.

l/kkv

Om skulle användas i provtaxeringssammanhang kun-

l/kkv

de det ur praktisk synpunkt vara lämpligt att studera den genomsnittliga absoluta avvikelsen mellan K och T. Eftersom taxeringsvärdena ska utgöra 75 procent av marknadsvärdena, bör därvid avvikelsen mellan 0,75-K och T beräknas. Detta skulle ge en klarare bild av vilka korrigeringar av markvärdekartor och/eller val av byggnadsvärdetabeller som kan behöva göras med anledning av provtaxeringen.

Ett exempel på hur en provtaxeringsblankett för småhusfastigheter enligt denna princip kunde se ut ges i

Bilaga 1 71

figur 19. Siffran +l00O i rutan för medelavvikelse innebär att taxeringsvärdena i genomsnitt behöver ökas med ca 1 000 kr för att ska bli 0,75 (jfr av-

1/kkv

snitt 2.4).

P_tabe1l 140/80 Blankett S Norra Hässelby Villastad F-tabell Villor Beräkning av köpeskilling 1973 Beräkning av taxeringsvärde 1975 Fastighet Köpe- Omräk- Köpe- Mark- Klassifi- Byggnads- Summa 0,7SA - B skilling nings- skilling värde cerings- värde taxerinqstal 1973 data värde A B Hallonet 3 260 000 120 000 3 15 7 5 105 000 225 000 -30 000 Ekorrbäret 8 120 000 50 000 2 12 7 3 60 000 110 000 -20 000 Klöversyran 1 155 000 1,07 165 900 50 000 4 14 7 5 90 000 140 000 -16 000 Linnean 1 260 000 1,14 296 400 55 000 4 19 7 5 150 000 205 000 +17 000 Snödroppen 4 195 000 50 000 6 17 7 3 105 000 155 000 - 9 000 Stg 3140A 120 000 1,14 136 800 50 000 2 13 7 3 70 000 120 000 -17 000 Stg 3188 185 000 90 000 2 12 8 2 45 000 135 000 + 4 000 Stq 3227 160 000 1,07 171 200 90 000 6 14 B 4 75 000 165 000 -37 000 Stg 3289 150 000 1,07 160 500 70 000 4 13 9 4 55 000 125 000 - 5 000 Stg 1644 167 000 1,07 178 700 65 000 4 17 9 4 90 000 155 000 -21 000 Stg 3238 240 000 70 000 6 19 9 4 110 000 180 000 3 0 Stg 3249 200 000 1,07 214 000 80 000 3 13 9 1 45 000 125 000 +36 000 Scg 3295 575 000 310 000 4 17 9 3 85 000 395 000 #36 000 Stg 3416 135 000 1,14 153 900 60 000 4 12 9 3 45 000 105 000 +10 000 Stg 3416 16) 000 1,07 176,600 60 001 4 12 J 1 45 000 105 000 F27 000 Kråkbüret 1 220 000 90 00( 6 14 9 2 55 000 145 000 +20 000 Stg 3235 188 000 65 000 6 14 9 1 50 000 115 000 +26 000 Summa 3 637 000 2 705 000 *21 00° zT/zx Medclavvikelse + 1 000

FIGUR 19 av Exempel på utformning provtaxeringsblankett om den genomsnittliga absoluta avvikelsen från det önskade resultatet (0,75-K-T) används som alternativ till

1/kkv.

4.1.4 Median av taxeringsvärdenivåer

Enligt figur 4 i avsnitt 2.5 bör normalt ligga

mtn

mellan tn och l/kk, och därmed också inom det inter-

vall där den sanna nivån på taxeringsvärdena bör

återfinnas. Ienbart ll av totalt provtaxeringsområden 38 i tabellerna 9 och 10 ligger m mellan tn och 1/kk. tn I 19 fall överstiger den tn, varav i 5 fall med mer än 0,01 enheter. I 8 fall är m än l/kk, i 2 av tn lägre dessa fall är skillnaden större än 0,01 enheter. Detta

72 Bilaga 1

tyder på att m för dessa provtaxeringsområden flukttn tuerar mer än

l/kkv.

De ovan nämnda X2-testen visar att hypotesen att T/K 1

1 är normalfördelad endast i ett fåtal fall kunde förkastas. Vidare har i avsnitt 2.5 konstaterats att medianen skattar en normalfördelad stokastisk variabel mindre effektivt än det aritmetiska medlevärdet. Att fluktuerar relativt mycket i tabell 9 och 10 är

mtn

därför inte särskilt överraskande. När det är fråga om så pass få köp som här kan det inte förväntas att

mtn

blir stabilare än t ex Det bör dock noteras att

l/kkv.

skillnaderna oftast är små.

Spridningsbilden för underlagsmaterialet kan emellertid variera med fastighetstypen. Det är därför möjligt att material från andra fastighetstyper uppvisar extremer av K/T-kvoter och T/K-kvoter i betydligt större utsträckning än vad som är fallet i detta material. Det är i sådana fall inte alls givet att m tn ger en mindre stabil skattning än andra mått.

4.2 Synpunkter på val av centralmâtt vid provtaxering

4.2.1 Köpeskillingsmaterialet som underlag för provtaxering

Det köpeskillingsmaterial som användes som underlag vid provtaxering är i betydande grad gallrat. Gallringen kan dock vara mer eller mindre effektiv. Den är bl a beroende av kunskaper och lokalkännedom hos den personal som genomför provtaxeringen. Ganska stora variationer kan därvid föreligga mellan olika fastighetstaxeringsdistrikt. Under alla förhållanden är huvuddelen av de icke representativa köpen utgallrade och endast köp avseende relativt enhetliga fastigheter kvarstår. Spridningen i materialet blir därför ganska begränsad i jämförelse med spridningen i ett i stort sett ogallrat material av den typ som redovisats i

Bilaga 1 73

kapitel 3.

Vid 1975 års allmänna fastighetstaxering genomfördes provtaxeringar för småhusfastigheter (med permanenthus och fritidshus), och hyreshusfastigheter jordbruksfastigheter. Det är troligt att spridningen i ursprungsmaterialet, liksom möjligheterna till variegallring, rar med Det finns därför fastighetstypen. anledning att något diskutera de olika var fastighetstyperna för sig.

När det gäller är

âEÅUPEÃâ$EÅEhEEF3L_II*?-,§._ pernênerxthus

materialet i tabell 9 en bra illustration till hur spridningen kan se ut. Som tidigare framhållits kan dock materialets representativitet efifrågasättas, tersom det härrör från ett område med särskilt stor omsättning. Möjligen har också fastighetsmarknaden för småhus i viss mån ändrat karaktär under senare år. Undersökningar antyder att köpeskillingarna för likartade hus numera uppvisar större än spridning tidigare. Det är därför möjligt att i K kan vaspridningen ra större än vad materialet i tabell 9 visar. Däremot är det knappast troligt i T ökar i att_spridningen motsvarande grad, vilket sammanhänger med att markvärdekartorna och byggnadsvärdetabellerna är starkt styrande.

Om antagandet om ökad spridning i köpeskillingsmaterialet är riktigt kommer valet av centralmâtt att påverka provtaxeringen mer än vad som är fallet i det ovan presenterade materialet. Skillnaden torde dock i de flesta fall vara ringa.

Marknaden för fritidsfastigheter är betydligt mer heterogen än marknaden för villafastigheter. Detta innebär att spridningarna i T och K är större än motsvarande spridningar för villor. Den relativt stora spridningen i K bidrar, tillsammans med det i många fall begränsade underlaget, till att F-tabellerna blir

74 1 Bilaga

mindre tillförlitliga än P-tabellerna. Den förmodade stora spridningen i K leder därför till att spridningen i T också blir stor. Det är svårt att utan omfattande empiriska undersökningar bedöma vilken spridning som är störst. Genom gallring i materialet minskar spridningen, främst kanske genom att de värsta extremvärdena faller bort. Spridningen leder dock till att valet av centralmått kommer att få större betydelse för utfallet av provtaxeringarna än när det gäller villafastigheter.

När det gäller provtaxering av hyreshusfastigheter uppkommer särskilda problem som sammanhänger med de starkt varierande fastighetsstorlekarna. Flertalet av de hyreshusfastigheter som går till försäljning är erfarenhetsmässigt små och gamla i förhållande till det totala beståndet. Det kan därför bli svårt att vid konstruktionen av H-tabeller fånga in den variation i storlekar och marknadsvärden som föreligger. Detta kan i sin tur leda till att samvariation uppkommer mellan taxeringsvärdenivån och fastighetsstorleken/marknadsvärdenivån.

I så fall kan avvikande T/K-kvoter för dyra hyreshusfastigheter i förhållande till majoriteten av relativt billiga få ett avgörande inflytande på resultatet av provtaxeringen. Om väljs som central-

l/kkv

mått skulle det kunna leda till kraftiga över- eller undertaxeringar av billiga fastigheter. Om däremot något av de andra centralmåtten användes skulle de dyra fastigheterna kunna bli föremål för betydande över- eller undertaxeringar.

För att undvika sådana följder skulle en stratifiering av materialet kunna genomföras. En sådan kan emellertid på lokal nivå framstå som mer eller mindre meningslös, eftersom köp av stora och moderna hyreshusfastigheter på många håll är mycket begränsade. Samtidigt kan beståndet vara dominerat av stora hyreshus. En lösning

Bilaga 1 75

på detta problem skulle kunna vara att provtaxeringarna på lokal nivå begränsades till de billigare hyreshusen, medan provtaxeringarna av dyra hyreshus genomfördes på regional nivå.

Underlagsmaterialet för provtaxering är sannolikt mest heterogent när det gäller Spridjordbruksfastigheter. ningen i K är här särskilt stor. Detta beror på att marknaden är ganska liten och att fastigheterna är starkt varierande i sin sammansättning i avseende på skog, åker och byggnader. På grund av denna variation blir troligen spridningen stor även i T. Valet av centralmått får därför särskilt stor betydelse.

Även skillnaderna i fastighetsstorlek och därmed i marknadsvärden mellan olika fastigheter i provtaxeringsmaterialet är stor för jordbruksfastigheter. En viss samvariation mellan storleken och taxeringsvärdenivån är vidare sannolik. Detta skulle tala för en stratifiering av materialet. En sådan medför dock problem, eftersom större fastigheter mera sällan går till försäljning på öppna marknaden. Situationen för jordbruksfastigheter påminner sålunda i hög grad om den som enligt ovan gäller för hyreshusfastigheter.

4.2.2 Val av centralmått

Som utgångspunkt för slutkommentarer rörande valet av centralmått vid provtaxering ges en kort sammanfattning av de olika måttens egenskaper.

Den ovägda taxeringsvärdenivân överskattar nivån på taxeringsvärdena i förhållande till marknadsvärdena om köpeskillingarna sprider sig kring marknadsvärdena. Ju mer köpeskillingarna sprider sig kring marknadsvärdena desto större blir överskattningen. Dessutom minskar stabiliteten i skattningen.

Den inverterade ovägda köpeskillingskoefficienten un-

derskattar nivån på taxeringsvärdena om taxeringsvärdena uppvisar en spridning kring den genomsnittliga nivån. Ju större spridningen är desto större blir underskattningen. Även i detta fall minskar stabiliteten i skattningen ju mer taxeringsvärdena sprider sig kring den genomsnittliga nivån.

Den inverterade vägda köpeskillingskoefficienten ger en väntevärderiktig skattning av nivån på taxeringsvärdena. Spridningarna i köpeskillingar och taxeringsvärden synes inte medföra lägre stabilitet i den vägda köpeskillingskoefficienten än i de två föregående centralmåtten. Däremot kan skillnader i marknadsvärden leda till vissa tolkningsproblem.

Medianen av taxeringsvärdenivåer ger en väntevärderiktig skattning av medianen av taxeringsvärdena relaterade till marknadsvärdena. Medianen är mindre stabilt centralmått än övriga vid små spridningar i köpeskillingar och taxeringsvärden. Om spridningarna i köpeskillingar och/eller taxeringsvärden är stora kan dock medianen ge en stabilare skattning av nivån på taxeringsvärdena än de två medelvärdena, eftersom den är mindre känslig för extremvärden. Medianen kan framstå som något besvärligare att beräkna än de övriga måtten.

Allmänt sett är det önskvärt att det centralmâtt som ska användas i samband med provtaxeringar uppfyller två krav. För det första att det ger en korrekt beskrivning av nivån på taxeringsvärdena i förhållande till marknadsvärdena, och för det andra att det ger en så stabil skattning av denna nivå som möjligt. AV dessa båda krav framstår det senare som det väsentligaste ur rättvisesynpunkt. Om nivån skattas något fel så kan man via justeringar av skattesatserna ändå uppnå en önskad nivå på beskattningen av fastighetsinnehav.

Avgörande för om centralmåtten skall kunna uppfylla

Bilaga 1 77

ovanstående krav är storleken av spridningarna i taxeringsvärden respektive köpeskillingar. Därutöver måste variationen i marknadsvärdena (storlek m m) hos de fastigheter som ingår i beakunderlagsmaterialet, tas.

Om spridningen i köpeskillingarna är liten är den 0vägda taxeringsvärdenivån ett lämpligt mått. Om spridningen i taxeringsvärdena (kring en nigenomsnittlig vå i förhållande till marknadsvärdena) är liten är den ovägda köpeskillingskoefficienten lämplig. Om skillnaderna i marknadsvärden är begränsade, eller om stratifiering är möjlig, är den Vägda köpeskillingskoefficienten ett lämpligt mått. Om slutligen i spridningen såväl taxeringsvärden som och marknadsköpeskillingar värden är betydande och underlagsmaterialet är tillräckligt stort är medianen det mått som är lämpligast.

På det gallrade material som används vid provtaxeringarna är det svårt att entydigt uttala sig om vilket av de fyra måtten som är att rekommendera med till hänsyn spridningarna i taxeringsvärden och köpeskillingar samt olikheter i marknadsvärden. Samma mått bör dock användas oavsett vilken fastighetstyp det är fråga om. En utgångspunkt för valet kan då vara att undvika centralmått som kan fungera mindre bra för någon av typ fastighet.

Det kan t ex ifrågasättas om den ovägda taxeringsvärdenivån är lämplig när det gäller t ex fritidsfastigheter. Möjligen är också den ovägda köpeskillingskoefficienten mindre lämplig för dessa fastighetstyper. I de fall då antalet köp som ingår i en provtaxering är begränsat, kan även medianen framstå som mindre lämplig med tanke på det relativt sett stora slumpmässiga resultat som den ger. Därmed skulle den Vägda köpeskillingskoefficienten framstå som det lämpligaste måttet. Men de aggregeringseffekter som uppstår när fastigheter med olika marknadsvärden ingår i samma

78 1 Bilaga

provtaxering kan dock vara speciellt problematiska just vid användandet av den vägda köpeskillingskoefficienten.

Några entydiga rekommendationer för val av centralmått vid kan sålunda inte ges. Skillnaderna i provtaxering underlagsmaterialets sammansättning varierar alltför starkt mellan de olika fastighetstyperna. I betydande grad är därtill denna sammansättning alltför okänd. Varje centralmått har såväl nackdelar som fördelar och det är svårt att ange ett mått där fördelarna väsentligt överstiger nackdelarna. Som flera gånger påpekats är dock skillnaderna i utfallet vid användande av olika mått relativt små när det gäller provtaxeringsmaterial. Valet av centralmått har därför ingen avgörande betydelse för nivån på de taxeringsvärden som slutligen åsätts taxeringsenheterna. Däremot kan valet ha större betydelse när det t ex gäller att få samstämmighet mellan prognoser om förändringar av taxeringsvärden och det faktiska utfallet av taxeringen.

BILAGA 2

UNDERSÖKNING AV UTFALLET AV 1975 ÅRS FASTIGHETS- TAXERING AV SKOGSFASTIGHETER, ANALYS AV KÖPE- SKILLINGAR FÖR JORDBRUKSFASTIGHETER SAMT UNDER- SÖKNING AV FASTIGHETSDEKLARATIONER FÖR SKOGS- FASTIGHETER.

Undersökningar utförda vid Sveriges lantbruksuniversitet och vid riksskatteverket som ett led i förberedelsearbetet inför den allmänna fastighetstaxeringen 1981.

Ulf Wahlström Per Nilsson

INSTITUTIONEN FÖR SKOGSEKONOMI, SLU AVDELNINGEN FÖR DIREKT SKATT, RSV April 1979

sou 1979:33 Bilaga 2

INNEHÅLL sid .

1 Bakgrund 83

2 - Taxeringsvärde Marknadsvärde 83 . Allmän beskrivning 83 Marknadsvärdeundersökningar medelst multipel regressionsanalys av 1976 års prisstatistik 85

Analys av tillämpade värdefaktorer vid 1975 års allmänna fastighetstaxering 88

Undersökning av deklarationer till 1975 års allmänna 92 fastighetstaxering Deklarationernas kvalitet 92 De skogssakkunnigas förslag till taxering 101 Taxeringsnämndernas behandling av de skogssakkunnigas 106 förslag

Bilaga 2

Analyser av vid den skogstaxeringen allmänna fastighetstaxeringen 1975

1 Bakgrund

Inför förberedelsearbetet med 1981 års fastighetstaxering har riksskatteverket åt uppdragit lantbruksuniversitetet och att skogsstyrelsen biträda med visst förberedelsearbete under medverkan av en sammansatt allsidigt referensgrupp. Fastighetstaxeringskommittén har underhand angivit vissa riktlinjer för arbetet och har också underhand tagit del av de resultat som kommit fram. Denna bilaga avser att sammanfatta vissa utförda undersökningar och som analyser legat till grund för kommitténs ställningstagande när det gäller värdering av och skogsmark växande

skog,

2 Taxeringsvärde - Marknadsvärde

2.1 Allmän beskrivning

Vid 1975 års fastighetstaxering tillämpades en ny metod för värdering av och växande skogsmark skog. Metoden byggde på att landet indelades i värderingsområden. Värderingsmetoden bestod av två beräkningsled, en nämligen grundläggande nuvärdeberäkning baserat på en intäkts/kostnadsmetod och en därpå följande marknadsrelatering av beräknade nuvärden. Skogstillstânêet inom varje värderingsområde beskrevs med hjälp av

84 Bilaga 2

data från 1968 - 1972 och riksskogstaxeringen med en på dessa data uppbyggd värderingsmodell. Inom varje område indelades skogen i behandlingsklasser inom vilka bonitetsklasser utgjorde en överordnad indelning. Skogstillståndet framskrevs i femårsperioder med hjälp av tillväxtfunktioner och ett bestämt avverkningsprogram. Avverkade virkesvolymer värde- och kostnadsberäknades. Efter diskontering av rotnettona kunde ett avkastningsvärde beräknas för varje behandlingsklass. Genom regressionsanalys erhölls ett samband mellan avkastningsvärde per hektar och virkesförråd per hektar vid olika grovskogsprocent. Virkesförråd och grovskogsprocent utgjorde sedan ingång i värdetabeller som därefter marknadsvärdejusterades. Vid 1975 års fastighetstaxering skedde diskonteringen av beräknade framtida nettoavkastningar efter 5 % räntefot vilket ledde till en värdenivâ som nära anslöt till den som eftersträvades. Enligt särskilt riksdagsbeslut skulle nämligen värdenivån på skogsfastigheter inte anknytas till den faktiska prisutvecklingen på skogsfastigheter utan man skulle för de två sista åren som ingick i prisjämförelsen i stället anknyta till den prisutveckling som under denna tid ägt rum för rena jordbruksfastigheter. Detta beslut får anses vara den viktigaste anledningen till att taxeringsvärdenivån på skog blev låg.

Det var en allmän uppfattning att taxeringsvärdenivån för skog var lägre än taxeringsvärdenivåerna för andra delvärden på jordbruksfastigheter. Detta förhållande tillsammans med andra invändningar som i olika sammanhang rests mot de marknadsvärdeanalyser som gjorts inför AFT-75

sou 1979:33 Bilaga 2 35

var anledningen till att Rsvs referensgrupp för värdering av skogsmark med växande skog föreslog att vissa regressionsanalyser av köpeskillingar för lantbruk skulle utföras. Undersökningarna genomfördes av RSV och lantbruksuniversitets skogsvetenskapliga fakultet i samarbete.

2.2 Marknadsvärdeundersökningar medelst multipel regressionsanalys av 1976 års prisstatistik

Avsikten med undersökningarna var främst att utveckla en ny teknik för analys av köpeskillingsstatistik, där samtliga representativa köp kunde användas och inte som förut endast köp som huvudsakligen avsåg skogsmark eller jordbruksmark. Vid olika taxeringsvärdenivå för skogsbruksdelen och jordbruksdelen skulle ju köpeskillingskoefficienten beräknade för en viss fraktion av fastigheter komma att bero av urvalets beskaffenhet. Analyserna skulle därutöver belysa bl a följande typ av frågor:

-Finns det hos jordbruksfastigheter ett så kallat grundvärde som är oberoende av fastighetens beskaffenhet i övrigt (possessionatsvärde, eller | värde hänförligt till beskattningsnaturen)? -Förändras värdet per hektar för olika ägoslag vid ändrad totalstorlek? -Hur mycket påverkas värdet av fastighetens belägenhet?

Regressionsmodellerna utformades så att Äet totala fastighetspriset var beroende Varirqel. Denna kunde beskrivas med hjälp av en gr: _värdeskonstant, en lägesfaktor samt med regr.ssions-

86 2 Bilaga

koefficienter som angav den genomsnittliga påverkan på priset från de olika delvärdena vid 1975 års fastighetstaxering.

Beräkningarna visade att det finns ett grundvärde, som inte kan förklaras av någon av de värdefaktorer som beaktas i analyserna. Svårigheterna att ge detta grundvärde ett begripligt, logiskt och materiellt innehåll medför dock, efter hörande av fastighetstaxeringskommittén, att ett fortsatt arbete med grundvärdesideén inte ansågs tjänligt.

Regressionsanalyserna visade också att priset per hektar blir lägre vid ökad totalareal. Då minskningen inte är så stor och då de praktiska problemen med arealberoende hektarvärden är desto större, ville fastighetstaxeringskommittén inte heller förorda ett fortsatt arbete med en arealberoende värderingsmodell. En sådan modell skulle inte vara förenligt med den a la cartemetod som av hävd tillämpas vid fastighetstaxering och som bygger på antagandet att det totala taxeringsvärdet (marknadsvärdet) kan erhållas genom att summera ett antal separat bestämda delvärden.

Regressionsanalyserna visade dessutom att det finns betydande skillnader i marknadsvärde för jämförbara fastigheter med olika belägenhet. Fastighetstaxeringskommitténs förslag till värderingsförfarande möjliggör att sådana belägenhets» skillnader kommer att kunna beaktas vid 1981 års taxering. Förutsättningen härför är att köpesskillingsstatistiken visar så stora värdeskillnader mellan olika områden att de kan beaktas

Bilaga 2 87

med hänsyn till klassvidden i den värdeserie som angivits. Vid en värdenivå större än 3 000 kronor per hektar skulle värdeskillnaden på grund av belägenhet behöva uppgå till 500 kronor/hektar.

Det viktigaste resultatet av regressionsanalyserna var att anvisa en ny teknik för marknadsvärdeanalys. Med den nya tekniken kan man använda alla representativa köp medan man tidigare varit hänvisad till approximationer grundade på ett litet antal köp av rena fastigheter. Undersökningarna tyder också på att köpeskillingar erlagda för t ex ren skog eller ren åker inte direkt kan ge den värdenivå som är riktig för blandfastigheter. Den beräkningsmetod som skall tillämpas vid fastighetstaxeringen medger inte att man anvisar olika värden per hektar för åker eller skog beroende_av hur fastigheten i övrigt är sammansatt. Med den nya teknikens hjälp kan man dock finna vilka riktvärden som bör vara tillämpliga på fastigheter av genomsnittlig beskaffenhet. Man kan även genom lämplig vägning av olika köp beräkna regressionsmedeltal som bättre svarar mot det genomsnittliga totala fastighetsbeståndet än vad som eventuellt är fallet med genomsnittet av de representativa köpen. Eftersom ännu så länge endast 1976 års köp varit tillgängliga för bearbetning har någon analys av materialets representativitet ännu inte kunnat göras.

Med hjälp av multipel regressionsanalys kan alltså en köpeskilling som erlagts för en blandfastighet fördelas på de olika ägoslagen och byggnaderna. Olika regressionskoefficienter kan då

Bilaga 2

räknas ut för vart och ett av de i regressionen ingående delvärdena. En totalregression för samtliga representativa köp år 1976 gav följande ut- 1 tryck: Köpeski1lingen.= 3.93 x taxerat skogsbruksvärde + 2.28 X (taxerat åkervärde + taxerat ängs 0 betesm v) + 2.96 x (taxerat tomt + taxerat bostadsbyggnadsvärde) + 1.46 x taxerat ekonomibyggnadsvärde + 800 kr per hektar icke produktiv mark. Regressionskoefficienten för skog visar att taxeringsvärdet för skog år 1976 var ungefär en fjärdedel av marknadsvärdet. Även om en kraftig prisutveckling skett mellan ingången av 1974 (värdetidpunkt för AFT-75) och 1976 måste taxeringsvärdenivån på skog väsentligt understigit 75 %. Det tidigare nämnda riksdagsbeslutet kan inte ensamt förklara denna skillnad, vilket också en analys av de vid taxeringen använda värdefaktorerna visar.

3 Analys av tillämpade värdefaktorer vid 1975 års allmänna fastighetstaxering

Följande värdefaktorer användes vid taxeringen av skog: Skogsmarkens areal, godhetsklass och kostnadsklass samt virkesförrådets storlek, trädslagsfördelning och dimension (grovskogsprocent). Analyser av utfallet av 1975 års taxering visar att flera av värdefaktorerna vid taxeringen underskadats på ett systematiskt sätt varigenom taxeringsnivån blivit cirka 20 % lägre än den avsedda. Dilemmat är att flertalet av dessa faktorer inte

SOU 1979:32 Bilaga 2 89

kan säkert bestämmas utan en betydande arbetsinsats på fältet. De kan däremot kontrolleras statistiskt för större områden genom jämförelser med riksskogstaxeringen. Resultatet av en sådan jämförelse redovisas i figurerna 1 - 7.

Det förhållandet att samtliga värdefaktorer för skog statistiskt kan kontrolleras påpekades redan av 1971 års fastighetstaxeringsutredning. I sitt betänkande (SOU 1973:4) redovisade utredningen en undersökning av 119 fastigheter för vilka gjordes en jämförelse mellan deklarationerna till 1970 års fastighetstaxering, taxeringsutfallet vid denna taxering samt fastigheternas faktiska beskaffenhet enligt särskilt utförd fältinventering. Resultatet kan sammanfattas sålunda. En betydande del av deklarationerna var så pass ofullständigt ifyllda och i övrigt så otillförlitliga att taxeringen i huvudsak måste grundas på de bedömningar som utförs av den skogssakkunnige. Man kunde också dra den slutsatsen att avvikelserna mellan taxerat skogsbruksvärde och rätt värde i många fall kunde vara (SOU 1973:4 sid 465 betydande. 484).

Med hänsyn till det dåliga resultatet vid AFT- 75 och som en uppföljning av den i SOU 1973:4 redovisade undersökningen beslöt RSV att företa en deklarationsundersökning. Även denna utfördes i samarbete med lantbruksuniversitetet och under samråd med referensgruppen för skog. Resultatet från denna undersökning sammanfattas i följande avsnitt.

90 Bilaga 2 sou 1979:33

FIGUR l JÄMFÖRELSE MELLAN TAXERAD SKOGSMARKSAREAL VID ALLMÄNNA FASTIGHETSTAXERINGEN 1975 SAMT RIKS- SKOGSTAXERINGEN 1968-72. AVVIKELSER I PROCENT RT 1968-72 = 100

U . W- . 1 I u x (. C L II [:]_

I 1

-en »13 ›10uu -u »7 «L A5 -4 -3 › 0 1 2 3 4 5 0 7

FIGUR 2 JÄMFÖRELSE MELLAN TAXERAD GODHETSKLASS VID ALLMÄNNA FASTIGHETSTAXERINGEN 1975 SAMT RIKS- SKOGSTAXERINGEN 1968-72. AVVIKELSE I GODHETSKLASS RT 1968-72 = 0

BD 1 = BD kust BD 2 = BD inland AC 1 = AC kust :in AC Z = AC inland C R T L N AE 0 D P

l Y I gg z x nu 1 AC w U §3 2|li I F K E H l 1 I

-0,3 -0,2 -0,1 O 0,1 0,1 0,3 (13 0,5

FIGUR 3 ÅSATTA KOSTNADSKLASSER I GENOMSNITT PER VÄRDERINGS- OMRÅDE VID ALLMANNA FASTIGHETSTAXERINGEN 1975. GENOMSNITTET PER VÄRDERINGSOMÅDE BORDE VARA 5.

10 9 8 7a

1a 3 6 1+2 5 l l I *I 7b

5,0 0,0 7,0 5,0 9,0 10,0 11,0 12,0

* I med stjärna märkt värderingsområde skall genomsnittet ej vara 5.

Bilaga 2 91

I-”IGUR 4 NFILLAN TAXERAT VIRKESFÖRRÅD AV BARRSKOG VU /\1.I Å A FASTIGHETSTAXERINGEN 1975 SAMT RIKS- SKO(§Sl,\XlÄI!IT{(1ICN 1968-72. ›\\\'I[\'IX.Sl-. I PIZULÄT-TJ RT 19(›372 = 100

_L_ J_ - c _ 1 x I» v.

v rsnxlx w s m Ulula Rlmil

-r v1, -1042 -8 -7 -n -5 -1. 4: v: -1 u 1 2 3 A 5 6 7 a.

FIGUR 5 JÄMFÖRELSE MELLAN TAXERAT VIRKESFÖRRÅD AV LÖVSKOG VID ALLMÄNNA FASTIGHETSATXERINGEN 1975 SAMTRIKS- SKOGSTAXERINGEN 1968-72. AVVIKELSE I PROCENT RT 1968-72 = 100

-7U -60 -50 -60 -30 -20 -10 0 10 20 30 40

Jáinvökralel: måLLAN MX ZRAT IUPALT VIRKESFÖRRÅD PER HEKTAR vw Mum NA FAsncnETsTAxEñNcEN 1975 SAMT RIKSSKOGSmxnsxux .N 1968-72. : 1 mmcrzrsu m 1963-72 = 100.

l/,nlllli (I §1 m

-20 -10-9-8-7-6-5-4-3-2-10] 2 3 4 Z

FIGUR 7 JÄMFÖRELSE MELIAN TAXERAD GROVSKOGSPROCENT (BARRSKOG) VID ALLMÄNNA FASTIGHETSTAXERINGEN 1975 SAMT RIKSSKOGS- TAXERINGEN 1968-72. AVVIKELSE I PROCENT RT 1968-72 = 100.

L Y X U II R K F I L At K

lbll B S Y C L RI Z (Zl Ilil

-10-9 -8 -7 -b -5 -G -3 -2 -l 0 1 2 3 4 Z

4. Undersökning av deklarationer till 1975 års allmänna fastighetstaxering

Undersökningen avsåg bl a att belysa följande frågor: 1. Hur har fastighetsägarna lyckats med att deklarera sitt skogsinnehav? 2. På vad har den skogssakkunnige baserat sitt förslag till taxering? 3. Hur bunden har vafastighetstaxeringsnämnden rit av den skogssakkunniges förslag? Undersökningen har avsett två områden, ett i norra (bestående av 4 församlingar och Sverige 829 taxeringsenheter) och ett i södra Sverige (bestående av 9 församlingar och 1 216 taxeringsenheter).

4.1 Deklarationernas kvalitet

åkggâmâråsâr 23.1. Skogsmarksarealen var förtryckt på deklarationsblanketterna. Man vet att det kan förekomma relativt betydande fel i totalarealen och i fördelägoslag men att det är mycket svårt att ningen på kort tid en individuell kontroll. I på genomföra

sou 1979:33 Bilaga 2 93

36 % av antalet deklarationer hade man frångått den förtryckta uppgiften om skogsmarksareal och i 79 % av fallen var avvikelsen _2;3 hektar. Vid taxeringen litade man i större till utsträckning de förtryckta uppgifterna. De frångicks endast i 27 % av fallen och i 13 % av fallen var avvikelsenÃZ.3 hektar.

Godhetsklass Det fanns tre alternativ att deklarera markens skogsproducerande förmåga (godhetsklass). Enligt det första och vanligaste alternativet skulle skogsmarkens godhetsklass bedömas i förhållande till vad som var normalt för (bättre,

trakten

lika eller sämre).

Enligt det andra alternativet skulle markens idealbonitet enligt H-100 metoden anges. I båda områdena användes detta alternativ ytterst sällan.

E

.

E

Enligt det tredje alternativet skulle markens idealbonitet anges enligt Jonson-metoden. I båå , da områdena förekom att uppgift lämnades enligt flera alternativ. Detta hade

E

gjorts i ungefär 5 5 % av deklarationerna och de olika kombinatio- : nerna av var i allmänhet inte uppgifter motstri- : diga. Variationerna mellan olika ägarkategoriers › deklarationsförmåga var stor. Bäst att deklarera skogsmarkens godhetsklass var staten, kyrkan och bolagen och sämst att deklarera var kommunerna. Godhetsklassen deklarerades betydligt sämre i det norra området än i det södra. Dels saknades uppgift oftare och dels användes det enklaste alternativet oftare. Man hade kunnat vänta sig

94 Bilaga 2

ett motsatt förhållande eftersom det föreligger större variation i godhetsklassen i södra Sverige än i norra Sverige.

Tabell 1 och 2 redovisar fördelningen på olika alternativ i norra respektive södra området. I båda områdena har man i drygt 60 % av fallen angivit att godhetsklassen är lika med det normala för trakten. Bland annat mot denna bakgrund har det ansetts motiverat att genom ett bättre förberedelsearbete kunna ge fastighetsägarna bättre ledning när det gäller att bedöma godhetsklassen på den egna fastigheten.

Tabell 1 Deklarerade upngifter om godhetsklass. Norra området. Agare- Antal Ccñ av antalet deklarationer kate- deklalternativ 1 Kombinationer Uppgift zori ratior er M t t - E ° S ri ej lämnad ttre Lika Sämre Nlt 2 Ant ä din tâtri Staten Kommun Kyrkan wys Dödshn Aktiebo] u UT

Bilaga 2 95

Tabell 2 Deklarerade uppgifter om godhetsklass. Södra området. Ägare- ^nta1 Procent av antalet deklarationer kate- ekla- Alternativ 1 Kombinationer cor: tio Hotstri Ej mot I Bättre Lika Sämre Alt 2 Alt i Staten 11 100.0 Kommun 1 26 8 Kyrka n 10, Fyraper. 96k Dödsbo ae Åk *ebo 92 Gvr jur 5 A 1

Virkesförråd Även när det gäller virkesförrådet fanns det tre alternativ för att deklarera dess storlek. Liksom ifråga om godhetsklassen var det vanligast förekommande att man relaterade virkesförrâdet till det för trakten normala större, (mycket större, ungefär lika med, mindre eller mycket mindre). Alternativ 2 innebar att virkesförrådet

angavs i m3sk/ha med eller utan fördelning på

trädslag. I alternativ 3 angavs virkesförrådet

i m3sk/ha fördelat på trädslag och dimensions-

klasser. Detta alternativ svarar mot taxering enligt T2-metoden (den noggrannare metoden). Förslaget att vid 1981 års taxering endast använda en metod (T1-metoden) får bl a ses mot bakgrund av den låga frekvensen av deklarationer avpassade för att tillgodose den noggrannare metoden.

Tabell 3 och 4 redovisar hur deklarerade uppgifter fördelar sig på olika metoder i norra och södra området.

_ ,i

7il_l,,

96 Bilaga 2 sou 1979:33

9.1 9V§k99âPE°SeEt

Grovskogsprocenten är den svåraste av alla värdefaktorer att uppskatta men samtidigt en av de allra viktigaste.

Vid deklarationen av grovskogsprocent fanns inget alternativ där denna kunde relateras till något för trakten normalt förhållande. Detta kan vara förklaringen till att så många inte lämnat någon uppgift alls till ledning för beräkning av grovskogsprocent. I mer än 50 % av fallen i det norra området saknas uppgift som kan användas för härledning av grovskogsprocenten. I södra området saknades uppgift i 35 % av fallen. Som framgår av tabell 5 och 6 kunde man vid deklarationen välja mellan att ange grovskogsprocenten i absoluta tal eller att ange arealens eller virkesförrådets fördelning på utvecklingsklasser eller åldersklasser.

SOU 1979 .G4 R. .1 .l a g a 2 97

rama

m

wwwwmap

.

E m.mF o.me _üwm m.m_

nu oss

:pos

maoanpm

m.m m.m m.m

um .

cowpmswnaox

mwøwuum

›._ ›.m «.m

»pos

m

m.N ›.m w.n

Ta 0.8 män

:c

-ung

møwcamu

m.o o.r m.o

m 0.9

:map

HGMCHDuH

.now m.m o.r w.m

v.: m.: 0.9

co: 9:52.

.Svampen

m.m 0._ o.m

wnvøws

px

munoz w

nmcowumnmaxmu

m.

muunu:

.Nm F.r 0.9. m.mF

.vmuuwwwmxuaxø

anamma:

v4.

0.8 m.om _.wm m.mv 53a

umamunw

so w

onumum

..o o.p m.o

m

uouuwwmas

usoooum wumcnoua

»az ounwum

mvmsmnmaxmo

Imnwaxov nmzowu

m m m v.. o..

wow mvm

anti..

mo.

m

:mamma

when

nous;

.än

“nom

:mama novupm _5553_ umxnax mam onmvmn Honmwuu: comnmm manq

H©

,

98 B .1 l a g a 2 S O U OJ 7 9 : 3 3

:ewa

fame.:

man

m6 m.m

ma: v.: 0.3 o.or

no un:

-pos

waøwuam

m.m mä v.m

mm

coämñpsov_ wagnpn

m.m må m.m

:po:

m

m5 m.r ein r.m

pi.. Tw» 9.9

-una

MCHCHUU

N ?m v.. TN v4 m.r

:mp: ma. 0.3

.ana

32532 mcüåmc

må

måw ma. mg: w.mr ?om 06m m.mr

um:

.PUUWHEO

:und:

m.. md vé m..

px:

muuwm

magi:

ma

Hwccaumnwaxov

m5

v.mr wåm ›.mp

.uwuummmwxua

“mammas

m6

oéw r.om T8 q.: m.m

å:

umampaw

r

onunam

E0

m v.o «.o

nmuuammmø

ucwoonm 5253:. ounmum

px:

usowpmn

m

DUMHOHNHMOO

-mäta

.L m.. me mm mm

mmm

4.3.2 Hm mmrr

v

:mamma -Så “acw mama .Msn

Aamann. :mpmum CdEEOM cmxnwv_ opwvmn 32332 :omhwm maad

m›m H©

sou 1979:33 Bilaga 2

Tabell 5. Deklarerade uppgifter omgrovskogsprocent. Norra området

av an et larat oner dek U - Förd på åldersklass på Kombinationer ft 3ti°“ luta Förråd Areal Ej spec Förr Ej imens Motst Ej mot j lämnad tal lasse idi stridi

Tabell 6. Deklarerade uppgifter omgrovskogsprocenten. Södraområdet.

av anta et arat oner e- dekl u . ri ation luta nat oner Area Ej spec Fä :al imens Mors: Ej mot j lasse idi stridi 10.5 57.9 21.0 7.2 5.8 21.7 20.0 8.5

100 2 Bilaga

Kostnadsklass Som framgår av områdesanvisningarna varierar antalet kostnadsklasser mellan 11 och 16. Följande faktorer skall beaktas vid bestämmande av kostnadsklass: (1) Barrskogens andel gran (2) Kostnad för huggning (3) Kostnad för terrängtransport a) terrängförhållanden b) medelavstånd (4) Kostnad för vidaretransport (norra Sverige) (5) Kostnad för persontransport (6) Föryngringsbetingelser (7) Allmänna omkostnader (8) Timmerutfall och andel 0/s-kvalitet.

Vissa av kostnadsklassfaktorerna efterfrågades inte direkt i deklarationerna utan kunde översättas till kostnadspoäng först genom att kombinera vissa För att avgöra hur många uppgifter. skulle för den första kostnadskostnadspoäng ges klassfaktorn barrskogens andel gran krävdes exempelvis dessutom kännedom om godhetsklassen. Med av frågan om allmänna omkostnader ledning och om vidaretransportavståndet på inte frågan allmän väg kunde avgöras hur många kostnadspoäng som skulle åsättas kostnadsfaktorn allmänna omkostnader. Detta förhållande medförde svårigheter för att avgöra huruvida den åfastighetsägarna satta kostnadsklassen överensstämde med deklarerade eller om den innebar avvikelse. uppgifter En slutsats av deklarationsundersökningen är att deklarationsanvisningarna bör ge bättre ledning för sådan än som var fallet vid 1975 bedömning års Man kan även ifrågasätta om undertaxering. rättelseavierna bör innehålla särskild anteck-

sou 1979:33 Bilaga 2 101

ning om vilka värdefaktorer som innebär avvikelse från deklarationsuppgifterna.

Tabellerna 7 och 8 sammanfattar hur olika kostnadsklassfaktorer har deklarerats i de områden som studerats.

4.2 Den till taxeskogssakkunniges förslag ring

Deklarationsundersökningen skulle också ge svar på frågan hur den skogssakkunnige utnyttjat deklarationsuppgifterna för det förslag till taxering som upprättas av denne. De tabeller som redovisas i det följande är uppställda så att man för 0lika_ägarkategorier kan utläsa hur stor procent av antalet taxeringsenheter som har en deklarerad värdefaktor som överensstämmer med den taxerade. Minus ett anger en negativ avvikelse med en klassbredd, plus ett en anger positiv avvikelse med en klassbredd. Tabellerna redovisar följande jämförelser.

Tabell 9. Deklarerad och taxerad godhetsklass Tabell 10. Deklarerat och taxerat virkesförråd Tabell 11. Deklarerad och taxerad grovskogsprocent Tabell 12. Deklarerad och taxerad kostnadsklass

Som framgår av tabellen föreligger den bästa överensstämmelsen ifråga om godhetsklassen. När det gäller virkesförråd, grovskogsprocent och kostnadsklass är det stor spridning mellan deklarerade och taxerade uppgifter. Genomgående år det dessutom stor skillnad mellan de olika ägarkategorierna. Staten, kyrkan och bolag läm-

102 2 Bilaga

nar de mest fullständiga och mest överensstämmande deklarationerna. Kommunerna deklarerar dåligt eller inte alls.

Som nämnts tidigare har också gjorts en jämförelse mellan deklarerad och taxerad skogsmarksareal. I 75 % av taxeringarna har här den deklarerade arealen följts, i 9 % har avvikelser varit 5 % eller mindre, i 5 % av taxeringarna har den varit mellan 6 och 10 %, i 6 % av fallen har den varit större än 10 men inte större än 25 % och endast i 5 % av fallen har avvikelsen överstigit 25 % och endast i 5 % av fallen har avvikelsen överstigit 25 %.

Jämförelse har också gjorts mellan förtryckt areal och dels den deklarerade och dels den taxerade arealen. Avvikelser från den förtryckta skogsmarksarealen, fördelat på ägarkategori framgår av tabell 13.

SOU 1979 :33 Bilaga 2

Imnmaxmu

o

u m.: .mm ...mm o.mm ?om T8. 04m

nu

vzwau umnmaxw.

ämm F.: m.: o.Fw 0.0... må 0.3

0.00*

u

muaomm:

ma,

m m m

muacowuom

5 9

H35

2a mor mä

hmm

?Hmmm

.Saman :asáou umxuau onmønm Honoäñ. Human»

ma.

mi...

w?

53m

nmumaxov

m axon

mån *.N m.mw 0.3 ..mm

wxow o.oo.

mm

.uOUAHEO

r vån .mm o.mm 98 m.mm 06m få Tow

Pa mk

mm$mm mnucqz

m.o a..

nwvmcumoxec

m.mr w.o

GRHOZ

e.

-oumaxoa

w mät. I. o.m› man m.wm 0.8 :m måm

F» ..m man o.m› p.›m c.om 0.9» ›.nm

mxwq

m m m

unoåmcmnatopuvTø

5 9

mccwsaa

:få

?w mor Nvm m.› m.m

›.mn m.mr ?om ›»m

cupnum

.Høuowxmumwwaxmumcumox

wuom

nyans

:øawum nzssov_ :wanna onnøna :S332 “umeå 3:.. Hxou

EE

män ›.nm m.›w 0.0.» w.vN

mv o.ooF

vunumoxáhumcwnumv

E0 m.o o._ ›.o

m.N.

noumimu

m manga:

m.: Tom ..mm 0.8 T8 m.rm

93.:???

.mm ,

S »nu ..›m p.: o.m» m.mm ..m ?om m.›m

mxwg

o

ccwumxpml p. m.mv r.: m.mF m.m. o.om nøhmaxwn

ox: m.›_

ounmpm

En máw m..w

.cwmøm

u ?om n.: måw

o.oo»

pe

ovøumnaaxuø

mh

.nmnøuumcwnnoe

m e m m m v. o. mm

I mmm

Ha»:

nmw mer 9 mo. mvm

P HNME Nvm

muom musa »namn

ammmmnm

HMUDWF

1533:. cooaum

92mm

553m :såsom :axnag mmm onmuwo unmmüm 3.:. 5553_ ananas maa opmcnn Mascus: waaq

SOU 1979 :33 104 Bilaga 2

Iuouwaxoø

m

ma. T8 i? mém ?om

0.09.

.mm

S. un...

:unaaxon

mäm Tmh ?av ›.›v TS nå..

ucmwåáluhonnamkuøownmn

»nu

m Z mr m. mm mm

mmm

.N 4.312 ä:

2:a

Monüpxw “Mmmm

?Hmmm

523m :saaou :mxnzx nä_ onmqnn maj.

.umøwnso .uuømuao m?

§2.

uwpmaxou

“Am wÅN

anumm

nå. 0.3 få

mnnoz

E.. ...du

To

ma: 0.5 0.8 ma... ?mm ä?

own

uuvaørmshmu

3.3.

.om

Tu ›.m oé

mL:

Sån

.lyx

?Tomså

man

m_

ämm o.$ 0.8 T8

.uonooxuwmmgxmuwøumox

TS

Oumñw: 0.09.

:mamimn

o.

.nonouxøummaaxmvazpmox

§3 män ?om

5 0.2 m6.. ›.› .om

aan

S m

LVWLOÄM 33mm

.r mr mm mm

u?

?få

io o; m6 mm:

auoåmcunuonmød,

so på

2%

.Salma

so

flmMmwä. Hmmmä

man

§33 udEEoM :murbnx opmøna

m.: m.: mån 0.9.

Fa. 0.8. .. ?m1 ma.:

nouuwmmaø 2051:3:

w v

må.:

u

m; 03 m.. \

.

:Eaäoo

.HOUWCUwWOVaWMFHWFKQOMW

v

Q2 95 0.3

0.09.

WS TS TS

ouønoumaxoø

§3 .S ma: ?mm . 06m

,Umrå

oøøuonmaxua

.am och .

M

ohnam

iw

mdr

ma. på

.M w m m.

iwummx

«

usümâwåaoamsEumcmäwa

:anning

m m m 0.09 rm maa ?mh :u: fo»

aan.

:once

vr 9

:mama

mmm

mo. Nä

m C mp m.. A

annu...

vä

:MW: mm:

?än

munen

ummmwwm

»amma

:wamvm zdsaox :wxkzx onmømn dzøäå..

på

lxwømmøoø. Lamm

mä

wnmmwy ...dsaox :mxhzz .omuzå

..

.ââä å.. mmü..

, _ H

Bilaga 2

Forts Tabell 8 Deklarerade uppgifter om kostnadsklassfaktorer. Södra området. -vd--*A Huggn. 0 terrängtrp.kostnad ållmänna omkostnader › tåg/tre_ __A jiag. __ Lika Vllindre “Ij dekl .törre Lika Plindre Ej deklm

Ägare Antal Std;re Lika Mindre ?Ej dAekl Bättre Lika Sämre Ej dekl . ;

fy; Egés. M;g6HwV6.3 82.2 0.6 10.9 0.2 82.2 6.5 11.1

Dödsbo 86 5.8 80.2 2.? 11.6 77.? 10.3 11.6 hfktiebo; A 2§ 4?1:7_ › ,§0.9 17.4 4./ 78.5 17.4 5 20.0 20.0 60.0 20.0 90.0 60.0 Aila 1129 .5 80.7 0.7 12.1 $.4 30.6 6.6 12.4

106 2 Bilaga

4.3 Taxeringsnämndernas behandling av de skogssakkuniges förslag

I avsnitt har redovisats ett antal föregående mellan deklarerade och taxerade data. jämförelser Med taxerade data har avsetts den skogssakkunitill taxering. I samtliga undersökta ges förslag fall har taxeringsnämnderna godtagit de nämligen skogssakkunniges förslag.

Nämndernas tillit till den skogssakkunnige underav det förhållandet att några fall förestryks kommit där den sakkunnige gjort lätt upptäckbara räknefel, felsummering av kostnadsexempelvis och att även i dessa fall av skogssakpoängen, klassdata och värden har godkunnige föreslagna tagits.

Det är dock fastighetstaxeringsnämnden som bär ju det formella ansvaret för den taxering som åsätts en Metoden för taxering av skog har fastighet. emellertid som svårförståelig och nämnupplevts derna har därför helt litat på den skogssakkunnige. Förberedelserna inför 1981 års taxering bör inriktas på att i större utsträckning än hittills aktivera nämndernas deltagande i skogstaxeringen. Man kan exempelvis lägga ned större arbete områdesanvisningar, man kan öka utbildpå av nämndledamöter och man kan låta nämnningen derna på egen hand taxera vissa fastigheter exempelvis fastigheter mindre än en viss minimiareal.

Med till de stora systematiska avvikelser hänsyn från förväntad kostnadsklass som konstaterats var det av intresse att närmare studera i vilken

Bilaga 2

utsträckning olika kostnadsfaktorer varit av betydelse för att åstadkomma spridning i kostnadsklassen inom en församling. Här nedan redovisas E först exempel på faktorer som haft ringa inflytande i det undersökta området. I nedanstående förteckning redovisas kostnadsfaktorer som fått samma värde i minst 80 % av fallen inom en församling.

Föryngringsbetingelser i Ingatorp (+1) Kostnad för huggning i Södra Vi ( 0) Kostnad för persontransport ( 0) Föryngringsbetingelser ( 0) Allmänna omkostnader “ ( 0) Kostnad för huggning i Djursdala ( 0) Kostnad för persontransport ( 0) Allmänna omkostnader ( 0) Timmerutfall och andel o/s ( 0) Kostnad för huggning i Rumskulla ( 0) Kostnad för persontransport ( 0) Allmänna omkostnader ( 0) Allmänna omkostnader i Bräcke ( 0) Föryngringsbetingelser (+1) Vidaretransport (-4)

I Kostnad för huggning ( 0)

t

I många fall kan dock en

E

kostnadsfaktor variera i inom en

E betydande grad församling. Som exempel

på spridningens storlek redovisas här nedan ut-

E

7 fallet i Rätans 8 - En församling (figur 16). E jämförelse mellan de olika faktorernas spridning leder lätt till slutsatsen att i denna församling . måste flera faktorer betraktas såsom relativt oviktiga, främst gäller det allmänna omkostnader samt timmerutfall och andel o/s. Sistnämnda faktor har emellertid bedömts vara mera betydligt relevant i Haverö församling (figur 17).

108 2 sou 1979:33 Bilaga

Tabell 9. Jämförelse mellan deklarerad och taxerad godhetsklass. (Procent av antalet taxeringsenheter)

b) fördelat på ägarekategorikod X Ägar Antal Deklarerad godhetsklass - taxerad kod tax. enh -A -3 -2 -1 0 26 3.8 Z8 3.6 26 5.6 6.2

Tabell 10. Jämförelse mellan deklarerat och taxerat virkesförråd

b) fördelat på ägarekategorikod Ägar Antal Deklarerat virkesförråd - taxerat x kd ° “x . -e -5 -4 -3 -2 -1 0 +1 +1. +5 +6 jdekl 26 3.8 .5 3. 3.8 28 .1

6.3 1.5 0. 6.2 3.6

25.0 18. 6.0 1.6 0. 0.0 14.2

X - 80, 81 -/100, 101 - 120, Klassindelat; Klasser 0 -20, 21 - A0, 41 - 60, 61 121 - 150, 151 - 180, 181 - 200 och mer än 200.

Bilaga 2 109

Tabell ll. Jämförelse mellan deklarerad och taxerad grovskogsprocent fördelat pa agarekategorier (procent av antalet taxeringsenheter).

Alla 1 21 xK1assinde1at, klassbredd 10 procentenheter.

Tabell 12. Jämförelse mellan deklarerad och taxerad kostnadsklass (procent av antalet taxeringsenheter).

b) fördelat på ägarekategorikod Ägar Antal larerad kostnadsklass - taxerad kod tax. enh. -5 -4 -3 -2 -1 0 +1 +2 4.4 4.4 21.7 43.5 7.1 7.1

23.3 9.7 26.6 ll.4 25.0 Alla 1 839 . . . 10.4 20.6 X Koscnadsklass 10 - 16 räknat som 10.

2 110 Bilaga

Tabell 13. Avvikelser från förtryckt skogsmarksareal vid deklaratxon resp taxering. Fördelning på ägarekategorier.

Ägarkategori Avvikelse vid dnklnrntion Avvikeisn vid Tot anzal Inen :tj ha Tot ntnl Ingen åt 5 ___

1 Staten 25 .se ;L ;i 15 47 ;L 4: L 2 Kommun 15 §3 H Q 15 g 2; 3 5 Kyrkan 25 7» Q $ 76 3 ;G 4 Fys pers. 1307 64 Å 18 $ 1 y , 2 15 A 5 Dödsbo 144 .74 j, .21 ,3 1:38 79 i 1: n: Bolag 27 44 ,é 41 ,f 2-. v, 3 s.:

Z av antalet Figur 8 taxeriugsenheter Kcstnadsklasspoäng för barrskogens granandel (L) vid olika skogsmatksareal. A 0- 49 ha, 125 stycken Medelv. -0,9 Standardavv. 1,2 5°x* 50-199 ha, 9a stycken Ä Medelv. -0,7 Standardavv. 1,0 200-499 ha, 19 stycken *°- Medelv. -0,6 Standardaw. 1,1 500- ha, 9 stycken Medelv. -0,3 Standardavv. 0,7 30 .- Samtliga ZA7 stycken Hedelv. -0,8 Standardavv. 1,1

II666EE5iiññilliiülñüñüiüñiiñiül

20 - -

\

-4 M5iiiiiiIZV IIIIIIIIIIIIIIIIIIII

Bilaga 2

Z av antalet Figur 9 Laxeringsenheter Kostnadsklasspoäng för huggningskostnader (2) vid olika skogsmarksareal. 0- 49 ha, 125 stycken

90 - D

Medelv. 0,0 Standardavv. 0,7 50-199 ha, 95 stycken Medelv. *0,1 Standardavv. 0.7 80- 200-499 ha, 19 stycken Mede1v._*0,â Standardavv. 0,8 S00- ha, 9 stycken 70- Medelv. +0,6 Standardavv. 0,7 Samtliga 247 stycken 60 .. Medelv. 60,1 Standardavv. 0,7 3-

i: 50 - E T E E.. 40 ... :Z T:

30-- * S \ \\ 20 -u

[O __

-4 I -3 I -2 | -1

1 av antalet Figur 10 .axeringsenheter Kustnadsklasspoäng för huggningskostnader (3a) vid olika skogsmarksareal

:E › - :Z

0- A9 ha, 1 25 stycken › - ü Medelv. (1,1 Standardavv. 1,1

r5i

50-199 ha, 94 stycken

a

Medelv. +0,1 Standardavv. 0,8 ›-- L 4. 200-499 ha, 19 stycken Medelv. J,6 Standardavv. 0,9 1._ i 500- ha 9 stycken Medelv. +0,8 Standardavv. 1,0 Samtliga 1 57 stycken )__ Medelv. *0,1 Stnndardavv. 1,0

) ._

J - -

3 - -4 I -3 I -2 -1

112 Bilaga 2

Figur ll Kostnadsklasspoäng för terrängtransportavstånd (3b) vid olika skogsmarksareal

0- A9 ha, 125 stycken I av antalet ü Medelv. -3,7 Standardavv. 2,9 :axeringsenheter ha, 92. stycken

3450-199 edelv. -0,1 Standardavv. 3,2

200-499 ha, 19 stycken edelv. +0,5 Standardavv. 2,1 ha, 9 stycken

moo- edelv. +1,4 Standardavv. 5,7

iga 247 stycken

_iamtl edelv. -1,8 Standardavv. 3,6

Z av antalet Figur 12 taxeringsenheter Kostnadsklasspoäng för persontransport (4) vid olika skogsmarksareal.

80 “

0- A9 ha, 125 stycken 60 - Medelv.-0,5 Standardavv. 0,7

50-199 ha, 9h stycken Medelv.-0,4 Standardavv. 0,5 50 - 200-499 ha, 19 stycken Hedelv.-0,3 Standardavv. 0,5 40 - S00- ha, 9 stycken Mede1v.+0,1 Standardavv. 0,6 Samtliga 247 stycken Medelv.-0,4 Standardavv. 0,6

20 -

10 -

4 |

Bilaga 2

Figur 13 Kostnadsklasspoäng för vidare- 0- 49 ha, 125 stycken transportavstånd (5) vid olika Medelv.-0,8 Scandardavv. 3,9 skcgsmarksareal 50-199 ha, 94 stycken Z av antalet Medelv.-0,9 Standardavv. 4,3 taxeringsenhecer 200-499 ha, 19 stycken

m Hedelv.-1,3 Standardavv. 4,5

? S00- ha, 9 stycken 50 -

I Medelv.-2,6 Standardavv. 4,4

Samtliga 247 stycken 40 ._ Medelv.-0,9 Standardavv. 4,1

30 ...

mindre

Figur 14 Kostnadsklasspoäng för föryngringsbetingelser (6) vid olika skogsmarksareal 0- 49 ha, 125 stycken Medelv. +0,6 Standardavv. 0,7

50-199 ha, 94 stycken Medelv. +0,9 Standardavv. 0,8 80 _ 200-499 ha, 19 stycken Medelv. +1,2 Standatdavv. 0,6 70 hw 500- ha, 9 stycken *W Medelv. +1,8 Standardavv. 0,4

60 _ av

Samtliga 247 stycken ,m Medelv. +0,8 Standardaw. 0,8 E 50 -. 2= V.

:: su

I

40 -

§|:= ,J _

s;

20 - \ . \ i.:= \ NJI 10 - \ :I = == r1!n :!5§. . -3 | -2 -1 0 1 +2 |

sou 1979:33 Bilaga 2 114

Figur 15 vid Kostnadsklasspoäng för allmänna omkostnader (7) olika skogsmarksareal

0- A9 ha, 125 stycken Medelv. 0,0 Standardavv.0,0

w 50-199 ha, 9/4 stycken 100 -1 Medelv. 0,0 Standardavv.0,0 \ 1 \. 200-499 ha, 19 stycken M ä Mede1v.›0,1 Standardavv.0,5 I *x soo- ha, 9 stycken 1 80 __ §4 *x Mede1v.+1,1 Standardavv.1,7 › . 70 - ä Samt11ga 247 stycken \\ Mede1v.+0,0 Standardavv.0,3 :: 60 - \ \\ \ \\ 50 :; i M \ m 1.0 - hva \\ *m

30 - :: 9:

ä 1 , 20 __ :: \\ - 5 10 *\ +1 +3 | -3 -2 | -1 | |

1b z 513111 I av och andel O/S (8) i entalet K0sLnadsk.assp$äng gör timmerutfall Ratans församlxng vxd olika skogsmarksazeal.

0å§:ñr1nsSEnheñEr

u

90 _ T5; *in

:Z

so _ EE 5; 0- 49 ha, 125 stycken edelv. -0,0 Standardavv. 0,6 :E 50-199 ha 94 stycken 70 _

E: Büedelv. -0:1 Standardavv. 0,7

200-499 ha 19 stycken E;

50- S: Ehdelv. -0:2 Scandardavv. 0,7

E S00- ha 9 stycken .0:0 Standardavv. 0,0

:E Diedelv.

xi Su - t: Samtliga ZA7 stycken E; edelv. -0,1 Standardavv. 0,6

SE 40 s. x.: I: \. \ :Z

30 - \: \

E 20 - ä: \. t

E- .

10 - tf Q. V0 N

rä .H n..

5|-4I-3H-2|-1 0 +ll+2lo3l+al+5l

Bilaga 2

Z av antalet Figur 17 taxeringsenheter Kostnadsklasspoäng för timmerutfall och andel 0/S (8) i Haverö församling vid olika 0- bw ha, 215 stycken skogsmarksareal I] Medelv. *1,9 Standardavv. 2,6 50 - 50-199 ha, 108 stycken Medelv. *l,5 Standardavv. 1,8 200-499 ha, 21 stycken A0 -A Medelv. +0,9 Standardavv. 1,2 500- ha, 6 stycken Medelv. +0,3 Standardavv. 1,9 30 ._ Samtliga 350 stycken Medelv. +1,7 Standardavv. 23

Statens offentliga utredningar 1979

Kronologisk förteckning

, Utbyggt skydd mot höga vård- och lâkemedelskostnader. S. . Naturmedel för injektion, S. . Regional laboratorieverksamhet. Jo. Avskildhet och gemenskap inom kriminalvården, Ju.

mxicaçnpwm..

Konsumentinflytande genom insyn7 H. . Polisen. Ju. . Tandvården i början av 80-talet. S. . Löntagarna ochkapitaltillväxten 1. Löntagarfonder wbakgrund ochproblemanalys. E, u: . Löiitagarna ochkapitaltillväxten 2. Den svenska förmögenhets» fordelningens utveckling. Löntagarfonder och aktiemarknaden en introduktion, Internationella koncerner och löntagarfonder. E . Löntagarna och kapitaltillväxten 3. Löner, lönsamhet och soliditet i svenska industriföretag. Vinstbegreppet. Den lokala lönebildningen och företagets vinster Aen preliminär analys. E och kapitaltillväxten 4. Lantbrukskooperationen - , Löntagarna ideologi och verklighet. E. 12. Svenska kyrkans gudstjänst. Band 4. Evangelieboken. Kn. . Konkurs och rätten att idkanäring. Ju, 14. Naturvård och täktverksamhet. Jo. 15. Naturvård och täktverksamhet. Bilagor. Jo. 16. Ökad sysselsättning. Finansiella effekter i offentliga sektorn. A. 17. Kulturhistorisk bebyggelse - värd att vårda. U. 18. Museijärnvägar. U, 19. Jaktvárdsomrâden. Jo. . Anhöriga. S, 21. Plötslig och oväntad död - anhörigas sjuklighet och psykiska reaktioner. S. 22. Barn och döden. S. 23. Avgifter i staten - nuläge och utvecklingsmöjligheter, B. 24. Sysselsättningspolitik för arbete åt alla. A. 25. Nya namnregler. Ju, 26. Sjukvårdens inre organisation › en idépromemoria. S. 27. Sysselsättningspolitik för arbete åt alla. Bilagedel. A. 28. Barnolycksfall. S. 29. Lotterier ochspel. H. 30. Lotterier ochspel, Bilagor. H. 31. Bättre kontakter mellan enskilda ochmyndigheter, Kn. 32. Fastighetstaxering 81. B. 33. Fastighetstaxering 81. Bilagor. B.

KUNUITBTBL

1979 -05- 0 7

BTOCKHQLM

Statens

offentliga utredningar 1979

Systematisk förteckning

Justitiedepartementet Avskildhet och gemenskap inom kriminalvården. [41 Polisen. [Gl Konkurs och rätten att idka näring. [ 13l Nya namnregler. |25l

Socialdepartementet Utbyggt skydd mot höga várd- ochIäkemedelskostnader, [ll Naturmedel for injektion. [2l Tandvården I början av 80›talet. [7l Utredningen rörande vissa frågor beträffande sjukvård i livets slutskede. 1. Anhöriga. l20l 2. Plötslig ochoväntad död wanhörigas sjuklighet och psykiska reaktioner. [2 ll 3. Barn och döden. [22] Sjukvårdens inre organisation - en idépromemoria. [26l Barnolycksfall. [28]

Ekonomidepartementet Utredningen om löntagarna och kapitaltillväxten. 1. Löntagarna och kapitaltillväxten 1. Löntagarfonder-bakgrund och problemanalysl8l l 2. Löntagarna och kapitaltillväxten 2. Den svenska förmögenhets fördelningens utveckling. Löntagarfonder och aktiemarknaden- en introduktion. Internationella koncerner och löntagarfonder. |9l 3. Löntagarna och kapitaltillväxten 3. Löner, lönsamhet och soliditet i svenska industriföretag. Vmstbegreppet. Den lokala lönebildningen ochföretagets vinster -en preliminär analysl 1014. Löntagarna och kapitaltillväxten 4. Lantbrukskooperationen - ideologi ochverklighet. [ 1 1I

Budgetdepartementet Avgifter I staten wnuläge ochutvecklingsmöiligheter. [23l 1976 års fastighetstaxeringskommitté. 1. Fastighetstaxering 81. [32l 2. Fastighetstaxering 81. Bilagor. [331

Utbildningsdepartementet Kulturhistorisk bebyggelse » värd att vårda. [ 17l Museijärnvâgar. [18[

Jordbruksdepartementet Regional laboratorieverksamhet. [3l Naturvârdskommittén. 1. Naturvård och täktverksarnhet. [NI 2. Naturvård och täktverksamhet. Bilagor. [ 151 Jaktvårdsområden. [ 19]

Handelsdepartementet Konsumentinflvtande genom insyn? [5] Lotteriutredningen. 1. Lotterier och spel. [29l 2. Lotterier ochspel. Bilagor. [30]

Arbetsmarknadsdepartementet Sysselsättningsutredningen, 1. Ökad sysselsättning, Finansiella effekter i offentliga sektorn. [ 16l 2. Sysselsättningspolitik för arbete åt alla. [24] 3. Sysselsättningspolitik for arbete åt alla. Bilagedel. i27|

Kommundepartementet Svenska kyrkans gudstjänst, Band 4. Evangelieboken. I 12] Bättre kontakter mellan enskilda och myndigheter. [31]

Anm. Siffrorna inom klammer betecknar utredningarnas nummer i den krdnoldgiska förteckningen.

UberFörIag

\ :::.:*:;;:.%;:;*..°:*° -

AllminnaFörlzget