Konsumentprisindex betänkande

Ur KB:s samlingar

Digitaliserad år 2015

DNINGE ENTPRI

;®

Statens offentliga utredningar

1 999: 124

Justitiedepartementet

Konsumentprisindex

Betänkande

av

lgedningen om översyn av konsumentprisindex

Stockholm 1999

SOU och Ds som ingår i 1999 års nummerserie kan köpas från Fakta Info Direkt. För remissutsändningar av SOU och Ds som ingår i 1999 års nummerserie svarar Fakta Info Direkt på uppdrag av Regeringskansliets förvaltningsavdelning.

Beställningsadress: Fakta Info Direkt, Kundservice

Box 6430, 113 82 Stockholm

Tel: 08-587 671 00, Fax: 08-587 671 71

E-post: order@faktainf0.se

Svara på remiss. Hur och varför. Statsrådsberedningen, 1993.

En liten broschyr som underlättar arbetet för den som skall svara på remiss. - Broschyren kan beställas hos:

Information Rosenbad

Regeringskansliet

103 33 Stockholm

Fax: 08-405 42 95

Telefon: 08-405 47 29

NORSTEDTS TRYCKERI AB ISBN 91-7610-759-0 Stockholm 1999 ISSN O375-250X

SOU 1999: 124

Till statsrådet Britta

Lejon, Justitiedepartementet

Den 11 december 1997 bemyndigade regeringen chefen för Finansdepartementet att tillkalla en särskild utredare med uppdrag att

genomföra en översyn av konsumentprisindex KPI. Översynen avser

såväl indexets syfte som dess konstruktion. Utredningen skall bl.a. belysa behovet prisindex för olika ändamål och hur index allmänt

av bör vara utformade. I uppdraget ingår också att formulera preciserade riktlinjer på vissa områden för att underlätta tolkningen av de principiella grunder som föreslås.

Med stöd av bemyndigandet förordnades den 11 december 1997 Alf Carling som särskild utredare till utredningen Fi 1997:18. Nämnden för konsumentprisindex har utnyttjats som expertgrupp i arbetet. Utredningen har också biträtts av en referensgrupp med representanter för användare av index.

Den 1 februari 1998 anställdes avdelningsdirektör Mats Haglund som sekreterare i utredningen. Fil.dr. Jörgen Dalén har som konsult biträtt utredningen med indexteknisk expertis.

Härmed överlämnas utredningens betänkande Konsumentprisindex. För utredningens förslag svarar den särskilde utredaren. Särskilda yttranden har lämnats av två ledamöter i expertgruppen: Bengt Assarsson och Anders Klevmarken. Bilagoma 4 och 5 har författats av Mats Haglund, bilagoma 6 och 7 av Jörgen Dalén.

Stockholm i november 1999

Alf Carling

/Mats Haglund

SOU 1999: 124

Innehåll

SOU 1999: 124

Sammanfattning

Utredningen har gjort en översyn konsumentprisindex, grundad på av användningsområdena för index och de krav på utformningen som bör ställas med hänsyn till olika slags användning. Förslag till förändringar ges i betänkandet, beträffande dels indexets allmärma konstruktion valet av indexformel, m.m., dels beräkningen index på vissa av delområden, särskilt boendekostnader och inkomstrelaterade taxor. Vidare diskuteras användbarheten konsumentprisindex av som

underlag för stabiliseringspolitik, särskilt som målvariabel för

Riksbankens penningpolitik. Utöver frågorna ett allmänt om

konsumentprisindex diskuteras behov och utformning

av kompletterande mått, bl.a. kategoriprisindex och mått på underliggande inflation. Slutligen diskuteras några formella och organisatoriska

frågor, bl.a. indexnämndens uppgifter och sammansättning. Tre huvudsakliga användningsområden för konsumentprisindex

behandlas i betänkandet:

för kompensationsändamål och som ett allmänt mått på utvecklingen av hushållens levnadskostnader,

2. för beräkning och analys av hushållens realinkornstutveckling,

som allmänt mått på kronans inhemska köpkrañ och målsom variabel för penningpolitiken.

Det synsätt, som ligger till grund för utredningens överväganden och

förslag, är att konsumentprisindex bör mäta inverkan av prisändringar

på hushållens kostnader för konsumtion av varor och tjänster. Denna kostnadsansats har nära anknytning till den ekonomiska teorin för levnadskostnadsindex.

Det svenska konsumentprisindex, så det byggts de två

som upp av grundläggande utredningarna på området SOU 1943:8 och SOU 1953:23, framstår i en internationell jämförelse som en ambitiöst utformad approximation till ett levnadskostnadsindex. I allmänhet har KPI kunnat fylla sina ursprungliga syften som underlag for pris- kompensation i socialförsäkringssystemet och för beräkning realav inkomstförändringar på ett tillfredsställande sätt. Dock har behandlingen i index räntekostnader i egnahem medfört påtagliga av

6 Sammanfattning SOU 1999: 124

problem under senare tid. Det gäller inte minst vid användning som inflationsmått underlag för stabiliseringspolitik.

De förändringar, som här föreslås, innebär inte någon genomgripande förändring av grunderna för index. Syftet år snarare att på ett antal punkter förbättra KPI:s förmåga att mäta kostnadsutvecklingen för hushållen.

Indexkonstruktion

Förslaget innebär att KPI skall ett kedjeindex uppbyggt av år-till-

vara år-länkar, vilka förhållandet mellan det genomsnittliga prisläget

anger under på varandra följande år. Det kedjade indexet för en aktuell månad är produkten sådana länkar och en avslutande år-till-månad-

av länk, förhållandet mellan prisläget under månaden och det

som anger

genomsnittliga prisläget under kalenderåret två år tidigare.

På den relativt aggregerade nivå, där ett relevant viktunderlag kan hämtas från nationalräkenskapema m.fl. källor, bör beräkningen baseras på konsumtionens sammansättning i genomsnitt för de båda jämförda åren. Vid beräkning år-till-månad-länken utnyttjas

av information konsumtionens sammansättning under länkens basår.

om

På lägre nivå, där aktuella och relevanta vikter saknas, bör beräkningarna i allmänhet göras utifrån förutsättningen att värdeandelama inom respektive aggregat är oförändrade. Undantag kan göras i sådana fall där det inte är rimligt att anta att kvantitetsandelama påverkas ändringar i relativa priser. Vid aggregering till högre

av nivåer, kan aktuella att redovisa enligt alternativa

som vara grupperingar delindextalen, bör vikterna i år-till-månad-länken

av däremot Laspeyres-typ, dvs. baserade konsumtionens

vara av volymmässiga sammansättning under basåret.

Månadsindex bör inte säsongsrensas. Däremot kan en säsongjustering göras i vissa fall, där variationer över året i priser och konsumerade kvantiteter kan härledas till kvalitetsvariationer eller systematisk variation mellan säsonger i hushållens värdering av ifrågavarande varor och tjänster.

Inflationstakten tolvmånaderstal bör redovisas som kvoter mellan officiella indextal, inte som nu justerade för effekten av mellanliggande viktrevision. Viktrevisioner vid årsskiftena kommer därmed att ge upphov till hopp i tolvmånaderstalen, dessa kan beräknas bli

men endast i storleksordningen 0,1 procent. Denna olägenhet uppvägs enligt min mening än väl fördelen med att index med det föreslagna

mer av

presentationssättet entydig bild av prisförändringstakten.

ger en

SOU 1999: 124 Sammanfattning 7

Boendekostnader i egnahem och bostadsrätt

Hushållets kostnad för att utnyttja varaktiga har ett andra-

varor, som handsvärde, kan i princip betraktas hyra. Då hushållet självt

som en äger varorna kan kostnaden beräknas antingen med hyres-

en ekvivalentansats eller direkt skattning kapitalkostnaden.

genom av

För andra varaktiga varor än bostäder beräknas prisindex

nu, av praktiska skäl, med en anskafñiingsansats, d.v.s. att hela kostnaden hänförs till anskaffningsperioden. Det kan tänkas möjligt att

vara tillämpa en hyresekvivalent- eller kostnadsansats också för vissa sådana varor, men utredningen har inte närmare prövat förut-

sättningarna för detta.

Prisindex för boendekostnad i bostadsrätt föreslås liksom hittills vara baserat på en hyresekvivalentansats. Dock bör övervägas

om metoden behöver modifieras så att urvalet hyreslägenheter,

av som läggs till grund för beräkningen, representativt för

görs mer sammansättningen hos bostadsrättsbeståndet.

Hyresmarknaden för småhus är i Sverige alltför begränsad för att kunna bilda grund för en hyresekvivalentansats, då det gäller boendekostnaden i egnahem. Det är därför nödvändigt att bygga index-

beräkningen på en direkt skattning av kostnadsutvecklingen.

Egnahemskostnaden består av dels löpande kostnader för drifl, uppvärmning och reparationer, dels kapitalkostnadsdel bestående

en av

räntekostnad, värdeminskning förslitning minus kapitalvinst och

fastighetsskatt. Förslaget innebär att kapitalkostnaden exkl. fastighetsskatt antas utgöra en konstant andel av fastighetens aktuella marknadsvärde. Detta förenklande antagande motiveras att det inte

av är möjligt att löpande mäta förändringarna de kapitalvinster,

av som uppstår genom hushållens bostadsinnehav. Kostnaden beräknas enligt förslaget under förutsättning av ett inom varje indexlänk konstant förhållande mellan långsiktig nominell marknadsränta och långsiktigt förväntad kapitalvinst, samt likaledes konstant förslitningsandel.

en

Indexet exkl. fastighetsskatt bestäms då av ett fastighetsprisindex

avseende det aktuella husbeståndet, medan konsumtionsvikten motsvarar kapitalkostnaden efter kapitalinkomstskatt.

Fastighetsskattens direkta effekt på boendekostnadema föreslås, liksom i dag, bli beaktad fullt ut. Inverkan kapitalinkomst- och

av realisationsvinstskatt föreslås däremot ge utslag enbart i vikten för kapitalkostnader i index.

Posten reparationer och underhåll avgränsas till att omfatta endast åtgärder av rutinkaraktär. Andra åtgärder, eventuellt motiveras

som av en längre tids förslitning, betraktas i stället som investeringar.

8 Sammanfattning SOU 1999: 124

Inkomstberoende taxor

Avgifter för barn- och äldreomsorg ingår inte i nuvarande KPI. Mot bakgrund de allmänna principerna för index jag inte att en

av anser sådan begränsning KPI:s täckning är motiverad. Bamomsorgs-

av avgifterna bör föras in i index, liksom sker i det europeiska

nu harmoniserade indexet, HIKP. Beträffande äldreomsorg kompliceras situationen att mycket stor del avgifterna regleras genom s.k.

av en av förbehållsbelopp. Det kan ett skäl att tills vidare lämna dessa

vara avgifter utanför KPI. Situationen i detta avseende kommer dock troligen att ändras att realinkomstema höjs i den berörda

genom gruppen hushåll, då en allt större andel av de äldre pensionärshushållen får pension baserad på tidigare förvärvsarbete. Också avgifterna för äldreomsorg torde därför efter tid behöva inräknas i KPI.

en

Index bör beräknas utifrån utvecklingen av de avgifter hushållen faktiskt betalar, oavsett förändringen beror på ändrade inkomster

om eller på att taxoma ändrats. Denna s.k. ansats för index-

exogena beräkningen kommer också att tillämpas vid beräkning av index för barnomsorg i HIKP.

Tillförlitlighet

Utredningen har gjort genomgång av olika osäkerhetskällor och

en deras bidrag till osäkerheten i indexskattningama. Eftersom index används för olika ändamål har analyserats vilka krav som ställs på indexets tillförlitlighet i dessa sammanhang, liksom vilka åtgärder som kan vidtas för att öka tillförlitligheten.

Genomgången leder inte till några konkreta förslag till metodändringar, utöver dem föreslås i andra delar av betänkandet. Det

som konstateras att de systematiska fel bias som vidlåder det

summan av föreslagna konsumentprisindexet torde liten vid en internationell

vara jämförelse, kanske i storleksordningen +0,3 procent per år i genomsnitt. Redan så små avvikelser leder dock till betydande oönskade omfördelningar vid långsiktiga indexeringar. Den osäkerhet som beror på att beräkningarna baseras på urvals- snarare än på totalundersökningar har uppskattats till 10,4 procent år 95% konfidens-

per intervall. Bedömningen är att denna osäkerhet åtminstone inte bör tillåtas öka.

De förenklade metoder som föreslås avseende boendekostnader i egnahem respektive i bostadsrättslägenheter, samt de som tillämpas för

varaktiga varor, leder också till osäkerhet. En inte orimlig andra slag av

SOU 1999: 124 Sammanfattning 9

bedömning är att denna osäkerhet är av samma storleksordning som urvalsosäkerheten.

Kraven på att undvika misstag bör ställas högt. Prismätning och indexberäkning är emellertid en komplicerad uppgift. Det är därför väsentligt att för verksamheten utnyttja en hög kompetens vad gäller såväl indexteori och metodik som kunskaper om aktuella förhållanden och tendenser inom olika varu- och tjänsteområden, liksom att beräkningsrutinema är effektiva och väl kända för dem som skall arbeta med dem.

KPI för

som underlag stabiliseringspolitik

Konsumentprisindex används också som underlag för utformning och

utvärdering av stabiliseringspolitik. En huvudfråga för utredningen

gäller användbarheten som målvariabel för Riksbankens penningpolitik hos dels det föreslagna KPI, dels det europeiska indexet HIKP.

De förändringar i indexets utfomming som här föreslås, särskilt beträffande behandlingen av räntekostnader i egnahem, förbättrar enligt min mening användbarheten som målvariabel väsentligt jämfört med nuvarande KPI. Ränteutvecklingens direkta genomslag i nuvarande index har alltsedan inflationsmålets tillkomst försvårat tolkningen av penningpolitiken.

I-HKP är ett index som utformats specifikt för stabiliseringspolitiska syften. Det är ett Laspeyres-index och ger därför en tendens till systematisk överskattning av levnadskostnademas utveckling. I stabiliseringspolitiska tillämpningar kan detta dock inte betraktas som ett betydelsefullt problem. Samtidigt undviker man med HIKP de förut nämnda hoppen i tolvmânaderstalen i samband med viktrevisioner. Med tanke på den mycket måttliga storleksordningen kan inte heller detta betraktas som en betydelsefull faktor vid val mellan de två alternativen.

Vissa av de delindex, som ingår i KPI, utesluts i HIKP. Det gäller bl.a. boendekostnader i bostadsrättslägenheter och kapitalkostnader i egnahem. Utredningsarbete pågår beträffande den framtida behandlingen av egnahem i HIKP.

Den viktigaste fördelen med I-HKP som fokus och målvariabel i penningpolitiken är den direkta jämförbarheten med inflationsmâtt för andra EU-länder och med målvariabeln för den europeiska centralbanken. Mot detta måste ställas att oklarhet fortfarande gäller

om HIKP:s framtida utformning på en del punkter.

Utredningen har av Riksbanken ombetts att söka precisera ett mått på underliggande inflation, som har förutsättningar att vinna bred

10 Sammanfattning SOU 1999: 124

acceptans och som löpande kan publiceras av SCB. Frågan ställs också om ett sådant mått skulle kunna ersätta KPI som målvariabel. Om ett mått på underliggande inflation skall användas som målvariabel, framstår ett enkelt konstantskatteindex som det bästa alternativet. Det

SCB publicerade konstantskatteindexet UNDlX har under tiden nu av efter skattereformen utgjort en god utjämnande indikator på utvecklingen KPI exklusive räntedelen egnahemsposten. Enligt i

av av min mening är det emellertid mer ändamålsenligt att, liksom tidigare, l låta ett konstantskatteindex komplettera den officiella målvariabeln

i

oavsett om denna är ett nytt KPI eller I-IIKP i stället för att ersätta den.

I ett sådant konstantskatteindex KSI är det endast skatte- och subventionsändringar i slutledet som frånräknas. Som utjämnande indikator på konsumentprisutvecklingen torde det vara överlägset sådana mått av konstantskatte- eller nettopristyp där man också

- räknar bort ändringar av indirekta skatter i tidigare led. Orsaken är att sådana förändringar till stor del övervältras bakåt i stället för framåt, på

konsumentprisema.

Som underlag för Riksbankens analys inflationstendensema

av behövs också andra mått eller indikatorer på underliggande inflation; mått med eller mindre stark anknytning till konsumentprisindex.

mer Som exempel kan nämnas mått där man räknar bort varor med särskilt stora prisvariationer eller där man söker renodla inhemska faktorers inverkan på inflationstakten. Härtill kommer indikatorer som konstruerats utifrån specificerade ekonomiska modeller för pris- och produktionsutvecklingen. Sådana mått blir dock enligt min mening alltför komplicerade och svårtolkade för att kunna nå allmän acceptans som ett "officiellt" mått på underliggande inflation att löpande

produceras av SCB.

Kompletterande index

Ett allmänt konsumentprisindex fyller enligt min mening de grundläggande krav, med hänsyn till de tre inledningsvis nämnda

som användningsområdena kan ställas på ett löpande månadsvis beräknat och publicerat mått på konsumentprisutvecklingen.

Som framhölls ovan bör emellertid också ett konstantskatteindex KSI beräknas månadsvis indikator på underliggande inflation.

som en KSI bör också kunna ersätta nettoprisindex på flertalet av de områden där detta index nu används, t.ex. för prisjustering där man inte vill räkna in effekter på den allmänna prisutvecklingen av indirekta skatter.

Sammanfattning ll

Värdet att också fortsättningsvis genomföra löpande beräkningar av

av nettoprisindex får mot denna bakgrund betraktas som starkt begränsat.

Det torde inte heller föreligga något behov av att löpande beräkna ett allmänt bruttoprisindex d.v.s. ett index inklusive direkta skatter

och med avdrag för direkta inkomstöverföringar till hushåll.

Det är troligen motiverat att från tid till annan genomföra detaljerade undersökningar levnadskostnademas förändringar för

av bestämda kategorier av hushåll, med fördelning efter inkomstklass och hushållskategori kategoriprisindex. Sådana beräkningar kan utgöra en viktig del av underlaget för fördelningspolitiska studier. De ställer emellertid väsentligt större krav på detaljerat statistiskt underlag

såväl prisuppgifter som viktunderlag av hushållsbudgettyp än

beräkning av ett allmänt konsumentprisindex. Skillnaderna mellan inkomst- eller åldersgrupper av hushåll får nämligen antas till stor del gälla konsumtionens fördelning inom varugrupper t.ex. mellan olika

— varianter av varorna inom grupperna kläder och konsumentkapitalvaror.

Det har däremot inte manifesterats någon större efterfrågan på

löpande beräkning och publicering kategoriprisindex, och det finns

av enligt min mening inte tillräckligt starka skäl för att komplettera KPI med sådana indexberäkningar.

Organisationsfrågor

Det bör också fortsättningsvis vara SCB:s ansvar att anpassa produktionen och spridningen av den officiella KPI-statistiken till rådande behov. Organisationen av utvecklingsarbetet rörande

konsumentprisindex där indexnänmden avgör frågor av principiell

natur om tolkningen av grunderna för indexberäkningen har enligt

min uppfattning fungerat effektivt. Verksamheten i nämnden bör fortsätta i stort sett på samma sätt som hittills. Indexets viktiga roll som regulator i bl.a. socialförsäkringssystemet bör dock bättre än nu speglas i nämndens sammansättning. Jag föreslår därför att en nionde ledamot skall förordnas SCB efter förslag från Riksförsäkringsverket och

av Socialstyrelsen.

SOU 1999: 124 13

Summary

The Committee has reviewed the Swedish Consumer Price Index CPI based on the areas of use for the index and their implications for the design of the index. Proposals for changes are presented in the report, concerning the general design of the CPI as well as the calculation of

the index in specific areas; especially owner occupied housing and

income related charges. The use of the CPI a basis for stabilisation

as policy also discussed, especially its function as a target variable for the Central Bank’s monetary policy. In addition to the issues regarding a general Consumer Price Index, the report contains a discussion of supplementary indices, e.g. indices for specific categories of households and measures of core inflation.

Three main areas of use for the CPI are addressed in the report: 0 for compensation purposes and as a general measure of changes in

the cost of living,

for computation and analysis of real income changes, 0 as a general measure of the internal purchasing power of the

Swedish currency and as a target variable for monetary policy.

The Committee’s proposals are based on the opinion that a Consumer Price Index should measure, far possible, the effect of price

as as changes on the households’ consumption costs. This cost approach closely linked to the theory of the cost of living index.

The Swedish CPI, designed by the two major committees in the area SOU l943:8 and SOU l953:23 can be regarded as an ambitious attempt at approximating a cost of living index. To a large extent the CPI has been able to fulfil its original aims as a basis for price

— compensation in the social security system and for calculation of real income changes in a satisfactory manner. The treatment of interest

— cost for owner occupied housing in the index has caused considerable problems, however. This has also been evident lately when the CPI used as an inflation measure as a basis for stabilisation policy,

especially monetary policy.

The changes proposed in this report do not imply fundamental changes the general approach. The aim rather to improve, in

a

14 Summary SOU 1999: 124

number of specific areas, the ability of the CPI to measure cost changes that confront households.

General of the CPI

design

proposed that the CPI be chain index consisting of year-to-year a links that measure the relation between the average price level during two consecutive years. The chained index for a specific month the product of these year-to-year links and a final link, which measures the relation between the price level during that month and the average price level during the calendar year two years earlier. On the relatively aggregated level, where up-to-date weight data are available, the year-to-year links should be based on the average composition of consumption during the two compared years a Walsh index. For calculation of the year-to-month link, information the on composition of consumption in the base should be used year a Laspeyres link. On a lower level, where relevant and up-to-date weight data not are available, calculations should be based, in most cases, on the assumption that shares in value terms are unchanged unitary elasticity of substitution. Exceptions from this rule could be made cases where not reasonable to assume that relative volumes are affected by changes in relative prices. When aggregating to higher levels, however, where alternative groupings of the index are made for analytic purposes, weights in the year-to-month link should be of the Laspeyres type, i.e. based on the consumption volumes the base year. Monthly indices should generally not be seasonally adjusted. A seasonal or quality adjustment could be made, however, some cases where seasonal variations be attributed to quality differences can or to variations in the households’ valuation of the goods in question. The rate of inflation, calculated over twelve months, should be computed as a ratio between the official index numbers, and not

as

done now, adjusted for weight revision. Such revisions at year-end will cause jumps the twelve-month inflation rates, but they are only about 0,1 percent. The interpretation problems that this may cause are considered to be small compared to the advantage, by having one single measure, of avoiding confusion concerning the rate of inflation.

SOU 1999: 124 Summary 15

Durable goods

The cost for using durable goods that have a secondhand value can be regarded kind of rent. When household itself owns the goods, the

as a a cost be calculated either using rental equivalent method or

can a through direct estimation of the capital cost. For durable goods other than housing, the price index now calculated by net acquisition approach, i.e. the whole cost allocated to the

a period of purchase. be possible to extend the cost approach to

may

of these goods, but the Committee has not reviewed this issue some more closely.

The price index for dwellings in housing co-operatives proposed to be calculated, like rental equivalent. should be

now, as a investigated, however, the method be improved, so that the

can sample of rented apartments better represents the composition of the stock of co-operative dwellings.

The market for renting single-family houses in Sweden too small

to be usefiil basis for a rental equivalent approach regarding

as a housing cost in owner—occupied houses. necessary, therefore, to base the index direct calculation of changes in user cost.

on

The cost for owner-occupied housing consists of:

current operational cost, costs for heating and repair, and

capital cost, including interest, depreciation minus accruing capital

gains, and property tax.

Due to the long-term nature of the households’ housing decisions, not appropriate, however, to let year-by-year variations in the difference between interest rates and capital gains influence the index directly. Instead proposed that the capital cost excluding property tax be treated constant percentage of the current value of the

as a property, within each index link. The cost would then be calculated assuming constant relation within each index link between the long-

a term nominal interest rate and the expected long—terrn capital gain, and constant depreciation rate. The index, excluding property tax,

a then determined by index of dwelling prices, and the weight

an corresponds to capital cost adjusted for tax effects.

Changes in property tax proposed to affect the index fully, as

are they do The effects of capital income and capital gains taxes, on

now. the other hand, will only influence the weight for capital cost.

The index for maintenance and repair will be limited to cover only repair activities of routine nature. Other similar activities that may be

a motivated by longer-term depreciation are regarded as investments.

16 Summary

Income-related

charges

Charges for care of children and elderly people are not included the present Swedish CPI. Based on the general principles for the index, this exclusion cannot be justified. The charges for child care should be included in the CPI, as now done in the European harmonised index HICP. Regarding fees for the care of elderly people the situation more complex, due to the fact that for households with low incomes these charges are regulated, to a large extent, through so-called reservation amounts income remaining after paying the fees. These amounts are turn adjusted for price level changes using the CPI. For this reason — and also because the present tariff structure different municipalities very complicated the charges should continue to be left out of the - CPI. The situation in this respect will probably change, however, as a larger share of households this age group will receive pension payments based on earlier salary income. Charges for care of elderly people will then have to be included into the CPI. The index should be calculated based on changes in the prices that the households actually pay for the services, regardless of whether the changes are caused by rising incomes by changed fee structures. or

Reliability

The Committee has reviewed different sources of uncertainty and their contribution to total uncertainty in index results. The index used for different purposes and the demand for reliability that stems from them has been analysed. Measures that would improve reliability have also been considered. This review does not result any tangible proposals for methodological changes addition to those proposed the other parts of the report. observed that the sum of systematic errors bias in the proposed index can be expected to be low, compared to other many countries, possibly by the size of +0.3 percent a year on average. However, even such a small bias will result in significant unintentional redistribution when long term index linking applied to social benefits or contracts. Uncertainty due to sampling errors estimated at i 0.4 per cent a year 95% confidence interval. This uncertainty should at least not be allowed to increase. The simplified methods proposed for owner-occupied housing and for co-operative dwellings, as well as the net acquisitions method used for other durable goods, also contribute to uncertainty. An assessment

Summary l7

that reasonable that this contribution of the same order of

seems size as the sampling error.

Significant mistakes should be avoided. However, measuring price change complicated task. Thus important to use high skilled

a expertise index theory and methodology, deep knowledge about current conditions and trends the concerned markets and efficient

production processes.

CPI as a basis for stabilisation policy

The price index also used as part of the information base

consumer for the design and evaluation of stabilisation policy. A main question

the usefulness of the proposed Swedish CPI and of the here concerns HICP target variable for monetary policy.

as a

The changes proposed here the design of the CPI, especially

regarding the treatment of interest costs for owner-occupied housing,

will considerably improve its usefulness as a target variable compared to the present CPI. The direct impact of interest changes the present CPI has caused difficulties for the interpretation of monetary policy.

The HICP has been created specifically for stabilisation policy

Laspeyres-index and therefore has a tendency to purposes. a systematically overestimate the rate of increase in the cost of living. This cannot be regarded serious problem, however, since the size

as a of the upward bias well known. At the time the I-HCP avoids

same the above-mentioned jumps in the calculated twelve-month inflation rates caused by weight revision. Considering the very limited size of these effects, they cannot be important factor when choosing

seen as an between the two indices.

Some CPI sub-indices excluded in the HICP. Examples are

are housing costs in co-operatives and capital costs in owner-occupied houses. Changes in the treatment in the HICP of owner-occupied housing considered, however.

are

The most important advantage of the HICP as a focus and target variable for Swedish monetary policy that can be compared directly to inflation for other European countries and to the

measures target variable for the European Central Bank. A disadvantage that its future design still extent uncertain.

to some

The Committee has been requested, by the Swedish Central Bank, to specify indicator of inflation that can be broadly accepted

an core and be published monthly by Statistics Sweden. The question

can also raised such index could replace the CPI as a target variable

an for monetary policy. If measure of core inflation to be used as a

a

18 Summary

target variable, a simple form of constant-tax index appears to be the best alternative. The constant-tax index now produced by Statistics Sweden UNDlX has been over the period after the major tax — reform the early 1990’s a good trend indicator for the CPI — excluding mortgage interest. The Committee suggests, however, that the constant-tax index should continue to be used supplement to as a the official target variable the new CPI or the HICP rather than

replace

The constant-tax index proposed in this report KSI index an where adjustment made only for the effects of tax and subsidy changes at the final stage sales to Consumers. As trend indicator for a consumer prices probably more reliable than measures of the constant-tax or net-price type where adjustments are made also for — tax changes in earlier stages of the production chain. The reason for this that such changes often influence factor/input prices rather than consumer prices. Other measures or indicators of core inflation are also needed as an information base for analysing inflationary tendencies, and of some these measures should probably be linked to the consumer price index. Examples are: indices excluding goods with strong price fluctuations indices focusing on the impact on inflation from domestic sources, and 0 indicators based on specific economic models for price and

production change.

These additional indices will probably be too technically complicated, however, to be accepted as official measures of inflation. core

Supplementary indices

A general consumer price index can fulfil the general requirements for an index produced monthly that arise from the three above mentioned areas of use. A constant-tax index KSI should also be published monthly, however, as an indicator of core inflation. The KSI can replace the present net-price index in most of its of for areas use, e.g. index-linked payments where not considered appropriate to include effects from indirect taxes. A monthly net-price index will therefore have a very limited value. There will probably not be any need for producing general a grossprice index, i.e. an index including direct taxes and with deduction for direct income transfers to households.

Summary 19

Detailed studies, from time to time, are probably warranted regarding changes in the cost of living for different categories of households; e.g. household types, income and age groups. These studies can form an important part of the information base for analysis of welfare-distribution issues. However, they require considerably more detailed information, both regarding price data and household budget data, than needed for the calculation of a general plutocratic

price index. Differences between income and age groups can consumer be assumed to concern the allocation of consumption within commodity groups e.g. between specific types of goods in the areas

— of food products and clothing.

Strong demand has not been noted for monthly price indices for different categories of households. In the Committee’s opinion there

not sufficient grounds for proposing that the CPI be supplemented are by such monthly indices.

Organisational issues

should be the responsibility of Statistics Sweden to adjust production and presentation of CPI statistics to current needs. The Consumer Price Index Board responsible for the interpretation of the principles of the CPI. This organisational model has functioned well, and should continue in essentially the same way as now. A new member should be added to the Consumer Price Index Board, however, order to strengthen its competence regarding i.a. the social security system.

gitaaåçázñagzz$izaå

ä . müemâháâya Jtüaááâiiâw h ñêâêåsgwâ;

i

ii,’sfi£i‘s€1té3‘.'x¥‘,;tam: 2;s’~:::E .,..

3:; :s.m§3

7213133 ; ai aødâgnaua

z L L’m;§‘s1r;ie

i gissa

’ ,såsomilsa:

SOU 1999: 124 21

1 Inledning

Huvudpunktema i utredningsuppdraget kan sammanfattas på följande

sätt: 0 Att kartlägga behovet prisindex för olika ändamål,

av

att analysera de principiella frågeställningar kartläggningen

ger upphov till, att analysera hur index allmänt bör vara utformade för olika ändamål,

att bedöma i vilken utsträckning befintliga index tillgodoser dessa

behov, och att formulera preciserade riktlinjer på vissa områden för att underlätta tolkningen av de principiella grunder som föreslås.

Frågan om användbarhet betonas starkt i utredningens direktiv: Avgörande för utformningen av en index är dess syfie. Utredaren skall främst kartlägga behoven och analysera de principiella frågeställningar kartläggningen ger upphov till. Utifrån detta skall anges vilken storhet som det i olika sammanhang är indexens mål att mäta.

Utredaren skall också belysa behovet av prisindex för olika ändamål, analysera hur index allmänt bör vara utformade för olika ändamål samt bedöma i vilken utsträckning befintliga index I-IIKP, KPI, nettoprisindex tillgodoser dessa behov. Behov av att mäta den underliggande inflationen bör behandlas i detta sammanhang.

I direktiven framhålls att tillkomsten av ett europeiskt harmoniserat index för konsumentpriser I-IIKP på sikt kan innebära att kraven på ett nationellt KPI förändras. Mot bakgrund av de ökade behoven index

av för olika syften ställs också frågan om flera index bör ersätta eller

komplettera KPI. När det gäller den sista punkten ovan, dvs. formulering

av

preciserade riktlinjer, nämns i direktiven följande sju problemområden:

Utformningen av index för egnahemsägamas och bostadsrättsinnehavamas boendekostnader.

22 Inledning

Relevansen för föreslagna index av den diskussion som förts

avseende överskattande systematiska fel. Behandlingen subventioner och inkomstrelaterade taxor.

av Riktlinjer för val av indexformel på lägsta aggregeringsnivå. Valet av mätperiod. Principer för behandling av säsongsvariationer. Krav på tillförlitlighet.

Utredningsarbetet har bedrivits i ett antal olika steg, och betänkandets disposition följer i stort denna uppläggning.

Först har kartläggning gjorts användningsområdena för svensk

en av KPI och de krav på index, aktualiseras vid olika slags användning.

som Också de förändringar i utnyttjandet index, skett under senare

av som år, har undersökts i detta sammanhang. Grundläggande principer för utfonnning index har sedan diskuterats mot bakgrund dels de

av av olika användningsområdena, dels ekonomisk och statistisk indexteori. Karläggningen redovisas i kapitel och där ges också en första, kort-

fattad presentation utgångspunkter för utformningen av index. Väg-

av ledande principer för ett konsumentprisindex behandlas mer utförligt i Bilaga 2 till betänkandet

I nästa steg följer teknisk genomgång av olika alternativ för

en indexkonstruktion och bestämning konsumtionsvikter på olika

av aggregeringsnivå. Kapitel 3 handlar om indexkonstruktionen, bl.a. vilken indexformel som skall användas för att väga samman prisförändringar på olika varor och tjänster. Först diskuteras valet av indexformel utifrån den principiella och kalkylmässiga genomgång av olika alternativ, redovisas i Bilaga 3 till betänkandet. Därefter

som följer diskussion beräkningsmetoder på lägre nivå, där underlaget

en av för bestämning av konsumtionsvikter är mer bristfälligt. Kapitlet innehåller också diskussion de beräkningsproblem, som har att göra

en av med säsongvariation i priser och konsumerade kvantiteter.

De två därpå följande kapitlen innehåller analyser av särskilda

problemområden, nämns i direktiven, främst behandlingen av

som boendekostnader i egnahem och av varuområden med omfattande subventionering och/eller inkomstberoende taxor. I kapitel 4 diskuteras de synnerligen svårlösta problem, har att göra med hur använd-

som ningen varaktiga särskilt egnahem, bör behandlas i

av varor, konsumentprisindex. En motsvarande diskussion av frågor om behandling av politiskt bestämda taxor speciellt de inkomstberoende följer i kapitel

Risken för systematiska fel bias i beräkningar av konsumentprisindex har varit föremål för intensiv debatt de senaste åren.

en Särskilt har uppmärksammats risker för överskattande bias, som

Inledning 23

sammanhänger dels med indexkonstruktionen, dels med behandlingen av kvalitetsförändringar och nya varor. Dessa och andra faktorer som påverkar indexets tillförlitlighet diskuteras i kapitel liksom kraven på tillförlitlighet hos index. I Bilaga 6 görs en genomgång de av biasutredningar som gjorts i ett antal länder, och den kritik där av som riktas mot index, särskilt i den amerikanska s.k. Boskinkommissionens rapport. I bilagan görs en uppskattning av motsvarande felrisker i ett svenskt KPI. En analys av möjligheterna att minska förekomsten av systematiska fel med hänsyn framförallt till behandlingen av

kvalitetsförändringar och nya varor redovisas i Bilaga

KPI:s roll som underlag för stabiliseringspolitik behandlas i kapitel Huvudvikten har lagts på användningen index av som målvariabel för Riksbankens penningpolitik och på det europeiska harmoniserade indexet I-HKP som alternativ till KPI i det sammanhanget. Vidare diskuteras behovet och den lämpliga av utfornmingen av mått på s.k. underliggande inflation. I kapitel 8 diskuteras behovet kompletterande index vid sidan av av KPI, t.ex. kategoriprisindex och nettoprisindex. Det avslutande kapitlet är inriktat på frågor om fastställande och presentationssätt för index. av Kapitlet innehåller också diskussion indexnänmdens framtida en av ställning och sammansättning. Framställningen i betänkandets huvudtext är relativt kortfattad, medan ett antal olika metodfrågor behandlas utförligt i bilagor. En mer sådan uppläggning motiveras av att många dessa frågor har utpräglat av teknisk karaktär. Syftet är att huvudtexten skall samlad och såvitt ge en möjligt lättbegriplig bild av de förändringar föreslås beträffande som grunderna för beräkning av index.

SOU 1999: l 24 25

Användningen av index och utgångspunkter for dess utformning

2.1 Användningsområden

Kvalitén hos ett prisindex liksom hos varje produkt bestäms

- annan av dess användbarhet för det, eller de, ändamål det är avsett för.

som

Förslag om indexberäkningar måste därför grundas på kartläggning

en av användningen, på en precisering den fråga i varje särskilt

av man fall skall besvara samt på en avvägning mellan olika behov. Vi skall

här närmast ge en översiktlig bild användningsområdena för konsu-

av mentprisindex och mot den bakgrunden redovisa några allmänna utgångspunkter för utfommingen index.

av

Användningsområdena för konsumentprisindex kan delas in i följande tre huvudgrupper:

Användning för kompensationsändamål och allmänt mått på ut-

som vecklingen av hushållens levnadskostnader. Det kan handla att

om

bilda underlag för justering värdesäkring

av:

pensioner, socialbidrag och andra inkomstöverföringar till hushåll

från den offentliga sektorn, skatteskalor, transfereringar inom den privata sektorn, priser i långfristiga avtal,

priser på realränteobligationer.

Sådan användning som har att göra med omräkning nominella

av värdebelopp/värdeförändringar till volym- eller realvärdemått. Hit hör t.ex. användningen: för beräkning och analys hushållens köpkrafts- eller realin-

av

komstutveckling,

som underlag för löneförhandlingar och för analys reallöneut-

av vecklingen,

för volymberäkning deflatering detaljhandelsomsättningen och

av

av privat konsumtion i nationalräkenskapema.

26 Användningen index och utgångspunkter för dess utformning SOU 1999: 124

av

Användning i stabiliseringspolitiska sammanhang. De viktigaste exemplen är KPI:s användning:

ett generellt mått på utvecklingen kronans inhemska köp- 0 som av

kraft,

för jämförelser med konsumentprisutvecklingen i andra länder, och

målvariabel för stabiliseringspolitik, särskilt Riksbankens som

penningpolitik.

När det gäller det första användningsområdet bör framhållas, att indexregleringens funktion i allmänhet inte är att konstanthålla köpkraften hos de berörda hushållens totala inkomster. I stället handlar det om att realvärdesäkra bestämda belopp, överförs antingen från den

som offentliga sektorn t.ex. pensioner eller mellan hushåll t.ex. underhållsbidrag. Ett undantag är socialbidragen, som syftar till att fylla ut hushållens realinkomster till bestämd nivå. Ett annat är det

upp en särskilda bostadstillägget för pensionärer, där basbeloppet används för att beräkna en skälig levnadsnivå.

Kraven, eller önskemålen, beträffande indexets egenskaper kan i en del avseenden skilja sig mellan olika användningar. En huvudfråga,

också ställs i direktiven, sådana skillnader motiverar att som är om flera index bör ersätta eller komplettera KPI.

Mot intresset att kunna skräddarsy prisindex för skilda ända-

av mål måste emellertid ställas värdet att ha tillgång till ett

av som nu

officiellt, väl känt och accepterat index med brett användningsområde. Det är också viktigt att klargöra gränsen mellan vad kan regleras

som -

i fråga pensioner och andra inkomstöverföringar med t.ex. om automatik grundad på ett bestämt prisindex, och vad som kräver politiska beslut i det enskilda fallet. Det är exempelvis knappast rimligt

att KPI-baserad kompensation skulle kunna lösa fördelningsproblem

uppkommer vid omläggning skattesystemet eller markant som en av ändrad andel avgiftsfinansiering för offentliga tjänster.

Utredningens uppgift är följaktligen inte enbart att bestämma egenskaperna hos ett idealiskt index för varje enskilt användningsområde. Man måste också bedöma hur allvarlig effekten blir man avstår från

om vissa dessa egenskaper, för att nå större enhetlighet. Det finns

av således anledning att undersöka i vad mån en enhetlig indexkonstruktion kan utnyttjas för flera syften. En huvudslutsats i detta betänkande är att det finns goda förutsättningar för att konstruera ett konsumentprisindex är användbart på alla de tre huvudområden

som som nämndes ovan.

Den existerande, ekonomiska teorin för levnadskostnadsindex är då

viktig utgångspunkt. I nästa avsnitt skall vi ge en kort genomgång av en de definitioner och avgränsningar, görs i denna teori.

som

SOU 1999: 124 Användningen index och utgångspunkter för dess utformning 27 av

2.2 Teorin för levnadskostnadsindex

Den ekonomiska ansatsen till indexteorin bygger på-antagandet om optimerande beteende hos hushållen. Den tar sin utgångspunkt i ekonomisk mikroteori, där begrepp som nyttofimktioner, efterfrågefunktioner och priselasticiteter spelar central roll. Enligt denna teori skall index en

ett s.k. konstantnyttoindex eller sant levnadskostnadsindex för-

ange hållandet mellan de penningbelopp erfordras för att i två prissisom tuationer upprätthålla samma konsumtionsstandard, eller nyttosamma nivå, t.ex:

K

§P"Q"

P{Q1+P2Q2+---+PéQK

2 I 0 . . K , +

ZPOQO

k k kl

där P1°,1’2°...,P,§ respektive P1’, P2...,P,2 är priserna i två olika

prissituationer för 2,... K. är de kvantiteter varorna , ..., av respektive konsumerades vid den prissituationen 0, vara som ena medan Q1, är varukorg sammantaget

Q2...,QK en som

representerar samma konsumtionsstandard, och skulle ha valts som om det istället var den andra prissituationen t gällde. som Ett sådant index innebär jämför två situationer, där inte bara att man priserna utan också konsumtionens sammansättning skiljer sig på grund av hushållens anpassning till ändrade relativa priser. I praktiken måste emellertid ett prisindex beräknat utifrån bestämd vara en varukorg även denna kan sammanvägning observerad - om vara en av konsumtionssammansättning i båda de jämförda situationema. Forskningen på området handlar följaktligen till stor del hur olika om tänkbara indexformler förhåller sig till ett sant levnadskostnadsindex. Vi återkommer till valet av indexformel i nästa kapitel. Det bör framhållas, att teorin bygger på starkt förenklande antaganden om marknademas funktionssätt och konsumenternas beteende. Exempelvis förutsätts hushållen ha fullständig kännedom om konsumtionsvaromas kvalitet och priser. Beräkning ett sant levnadsav kostnadsindex skulle också kräva ingående kännedom hushållens om preferenser, representerade bl.a. egenpris- och korspriselasticiteter. av Teorin är dessutom primärt utformad för enskilda hushåll, och övergång till index för hushåll eller hela hushållskollektivet grupper av innebär ytterligare komplikationer. Det är mot den här bakgrunden viktigt att understryka, att teorin endast kan bidra med viss vägledning, inte med färdiga anvisningar om hur index bör beräknas.

28 Användningen index och utgångspunkter för dess utformning SOU 1999: 124 av

För utförlig genomgång indexteorin hänvisas till Bilaga 2 en mer av Vägledande principer för ett konsumentprisindex. Där behandlas också den s.k. axiomatiska indexteorin och dess relevans för utformningen av index. En viktig begränsning hos teorin är att den är atemporal saknar tidsdimension. Då teorin tillämpas på jämförelser mellan tidsperioder, olika år, måste förutsätta att hushållens preferenser inte t.ex. man ändrats. Sparande, tillgångar och skulder beaktas inte. Det betyder att det inte finns någon skillnad mellan disponibel inkomst, totala utgifter och totala kostnader för konsumtion. Teorin kan då formuleras kompenserande förändring hushållens inkomster. Föri tenner av av ändringen ett teoretiskt levnadskostnadsindex blir lika med den av relativa förändring de disponibla inkomsterna som möjliggör en av oförändrad konsumtionsstandard då priserna ändras. I värld med hushållssparande såväl i finansiella tillgångar som i en realkapital, t.ex. egnahem blir situationen betydligt mer komplicerad. - Sparandet innebär att kostnaden för periodens konsumtion skiljer sig

från den disponibla inkomsten, och utgifterna under perioden skiljer sig

från kostnaden t.ex. beroende på konsumtionskrediter och/eller räntebetalningar. Man ställs inför valet mellan kostnads-, utgifts- och nödvändig inkomständring underlag för indexberäkningen. Om man som vill välja inkomstaltemativet tillkommer ytterligare komplikationer, har att göra med dels inkomstberoende skatter och bidrag, dels som tillräknade inkomster av typen egnahemsinkomst. Enligt min mening bör indexdeñnitionen baseras på kostnaden för oförändrad konsumtionsstandard i de perioder indexberäkningen avser. Indexberäkningar utifrån inkomst- eller utgiftsaltemativen skulle behöva byggas på komplicerade flerperiodsmodeller för hushållens konsumtions- och sparandebeslut. Skälen för att välja kostnadsoch dess innebörd på olika delområden skall diskuteras mer

ansatsen

ingående i senare avsnitt av betänkandet. Det finns betydande skillnader mellan olika länder, redan då det

gäller den grundläggande på vad ett konsumentprisindex bör

synen mäta. Med viss förenkling kan här tala två skolor. Den ena man om utgår från begreppet levnadskostnad och att ett index skall mäta menar förändringen kostnaden i för att ett representativt hushåll, av pengar eller ett aggregat hushåll, skall kunna bibehålla en bestämd av konsumtionsstandard. Den andra deklarerar helt enkelt att index skall

mäta genomsnittlig prisförändring för bestämd korg av konsum-

en tionsvaror och -tj änster. I principiella uttalanden ansluter sig USA och Nederländerna, liksom Sverige, till det första synsättet. Samtidigt ansluter sig Australien och ett flertal europeiska länder explicit till den andra tradi-

SOU 1999: 124 Användningen av index och utgångspunkter för dess uybrmning 29

tionen. Den har också legat till grund för det europeiska harmoniserade indexet, I-IIKP. Det svenska konsumentprisindex hör otvivelaktigt hemma i den förstnämnda traditionen, vilket klart framgår

av motiveringama i grundläggande utredningstexter på området SOU 1943:8 och SOU 1953:23.

2.3 Pris- och

konsumtionsbegrepp

Ett mått på den allmänna prisutvecklingen skall hur mycket pri-

ange serna i genomsnitt förändras från tidsperiod till Av flera

en en annan. skäl är det dock långt ifrån självklart hur ett sådant genomsnitt skall beräknas. För att välja mellan olika tillvägagångssätt måste vi bli

mer konkreta med avseende på måttets innebörd.

Utredningens uppdrag är begränsat till att avse prisindex för hushållens konsumtion. En lämplig utgångspunkt för ett sådant index är att det skall mäta effekten av prisförändringar på de kostnader hushållen har i egenskap konsumenter, d.v.s. förbrukare kon-

av som av sumtionsvaror och tjänster. En sådan utgångspunkt är konsistent med den ekonomiska indexteorin.

Syfiet med ett prisindex är således att mäta effekten av prisändringar. Förändrad tillgång eller kvalitet på och tjänster

varor som kan användas fritt, utan direkt kostnad för användaren, beaktas således inte. Det gäller såväl kollektiva nyttigheter, t.ex. inom områdena miljö och infrastruktur, som de och tjänster, t.ex. på miljö- och

varor sjukvårdsområdena, tillhandahålls fritt för individuell konsumtion.

som Däremot, i den mån konsumenter är villiga att betala för

mer exempelvis en miljövänligare vara, skall det tolkas som en kvalitetsskillnad. Varans miljöegenskaper uppskattas och värderas

då på samma sätt som andra egenskaper; hållbarhet, design etc.

Effekter av förändringar i externa förhållanden, såsom klimat, miljö och olycksrisker, avspeglas således inte i index. I relation till indexteorin får detta tolkas som att KPI är ett betingat levnadskostnadsindex, där dessa faktorer antas vara konstanta. I praktiken finns dock här en del tolkningsproblem, t.ex. i fråga om försäkringspremien

Med levnadskostnader avses hushållens samtliga direkta kostnader för förbrukning av varor och tjänster. Beräkningsgrundema påverkas alltså inte av politiska värderingar t.ex. vad önskvärt att

- av som anses de politiska välfårdssystemen kompenserar för. Inga kostnader för konsumtion utesluts priori, även nyttighetema är ohälsosamma

a om eller t.o.m. illegala.

Hela det pris hushållen betalar för konsumtionsvaror och -tjänster bör uppfattas som kostnad för konsumtion, även del priset

om en av

2 19-2022Konsumentprisindex

30 Användningen index och utgångspunkter dess uzformning

av

utgörs indirekt skatt. Däremot betraktas inte de indirekta kostnader

av för konsumtion, kan föreligga genom att hushållen får

som anses betala skatt på inkomst och förmögenhet för kollektiv finansiering av konsumtionstjänster, som levnadskostnader i denna mening. Skälet är att det där inte finns något omedelbart samband mellan det enskilda hushållets kostnad för skatten och dess förbrukning av ifrågavarande tjänster.

Motsvarande avgränsning gäller i fråga subventioner och

om transfereringar till hushåll. Det pris, eller den avgift, hushållen faktiskt får betala för eller tjänsten är det relevanta priset, även då det

varan utgör en liten del av den totala kostnaden återstoden subventioneras

eller utgör offentlig konsumtion. Direkta icke varuanknutna transfereringar beaktas däremot inte i levnadskostnadsindex.

Det finns emellertid ett antal avgränsningsproblem i fråga om skatter och subventioner. Ett exempel är fastighetsskatten på småhus

formellt sett är den en direkt skatt, men den är direkt knuten till en bestämd typ av konsumtion. Samtidigt kan avdragsrätten i kapitalinkomstbeskattningen betraktas som en indirekt subvention till boende i egnahem och bostadsrätt. Behandlingen av bostadsbidrag och av inkomstberoende taxor vållar också svårigheter i detta sammanhang, liksom avgränsningen mellan direkta skatter och vissa typer av avgifter. Vi återkommer till dessa tillämpningsfrågor i senare kapitel.

När det gäller behandlingen av direkta skatter och transfereringar bör framhållas, att s.k. levnadskostnadsindex ursprungligen, såväl i Sverige i flertalet andra länder, beräknades inklusive direkt skatt. I

som Sverige avskaffades dessa index bruttoprisindex först på 1950-talet. Skäl för och emot användning av bruttoprisindex som komplement till KPI diskuteras i kapitel

Kostnadsansatsen innebär i princip att hushållens kostnad för att under den aktuella perioden utnyttja varor och tjänster skall ligga till grund för indexberäkningen. Hushållens kostnader för de varor och tjänster, som förbrukas i nära anslutning till anskaffningstidpunkten, kan föras till samma period och är lika med de belopp man fått betala anskaffningspriset. Detsamma gäller för varaktiga varor som saknar andrahandsvärde och där hela kostnaden därför belastar anskaffningsperioden.

För andra varaktiga varor är situationen mer komplicerad. Ett index definierat i termer av kostnaden för vad hushållen konsumerar bör där i princip mäta priser/kostnader som belastar var och en av perioderna. Prisbegreppet för användning av sådana varaktiga varor är snarast att jämföra med en hyra. Då hushållen själva äger varorna kan kostnaden också uppfattas som skillnaden mellan dessas värde vid periodens början och periodens slut plus kostnaden för finansiering. Den kan

SOU 1999: 124 Användningen av index och utgångspunkter för dess utformning 31

beräknas antingen genom en hyresekvivalentmetod eller genom en mot denna svarande kostnadskalkyl.

I praktiken tillämpas emellertid periodisering endast vid beräkning av boendekostnader i egnahem. För andra varaktiga varor som t.ex. hushållens bilar, möbler och hushållsmaskiner accepteras en förenklad metod, som innebär att hela inköpspriset räknas som en kostnad under anskaffningsperioden. Detta måste givetvis betraktas som ett markant avsteg från en strikt kostnadsansats. Det är emellertid en förenkling som tillämpas internationellt, såväl i fråga om konsumentprisindex som i nationalräkenskapema. Egnahemsposten i det svenska KPI innehåller ett mått på kostnaden för utnyttjande av småhus plus uppvämmings-, reparations- och andra driftskostnader. Beräkningen av detta slags boendekostnader är dock problematisk i flera avseenden, och problemen diskuteras närmare i kapitel

Mått baserade på förändringar av hushållens utgifler för konsumtion är inte användbara för beräkning av konsumentprisindex. Det finns i allmänhet inget direkt samband mellan förbrukningens/kostnademas fördelning över tiden och fördelningen över tiden av utgifter i form av kontantinsatser, amorteringar och räntebetalningar. Inte heller går det att entydigt knyta utgiftsändringar till prisändringar i den aktuella perioden de kan i stället till stor del bero på påtvingade eller

- av hushållen valda förändringar i finansieringssätt. Om hushållens valfrihet i fråga om finansiering vore starkt begränsad, skulle utgiftsbaserade mått kunna ha relevans mått på prisändringars inverkan

som på hushållens likviditet. Detta är emellertid enligt min mening inte

en uppgift för konsumentprisindex.

Så långt gäller diskussionen vilka priser som har relevans för indexberäkningen. Nästa fråga gäller vilken eller vems konsumtion som bör läggas till grund för sammanvägningen av dessa priser eller prisändringar. Vi har redan konstaterat, att den varukorg som hushållen väljer vid rådande priser och inkomster bör läggas till grund för indexberäkningarna. Vidare handlar det, tills vidare, enbart om ett allmänt konsumentprisindex, för hela hushållskollektivet, inte om ett kategoriprisindex.

Här krävs emellertid ytterligare precisering för att klargöra vilken avgränsning av konsumtionen som bör gälla i ett svenskt konsumentprisindex. Svenska hushålls inkomster används huvudsakligen för inköp och konsumtion i Sverige. I en icke obetydlig omfattning sker dock konsumtion också utomlands. Inköp görs i utlandet dels i samband med resor, dels via postorder, internet etc. för konsumtion i Sverige. På motsvarande sätt svarar utländska hushåll för en del av konsumtionen och inköpen konsumtionsvaror i Sverige. Det finns

av

32 Användningen index och utgångspunkter för dess utformning SOU 1999: 124

av

följaktligen ett antal alternativa kriterier för avgränsningen av ett svenskt konsumentprisindex: a konsumtion i hushåll som är bosatta i Sverige, b konsumtion som sker i Sverige,

konsumtion och tjänster som köpts i Sverige. c av varor

Om det huvudsakliga syftet med index är att ge underlag för kompensation eller för bedömning hushållens inkomstutveckling, borde det i

av princip inte spela någon roll inköpen eller konsumtionen sker.

var Varukorgen borde då definieras enligt a ovan. Vill man i stället belysa

svensk inflationstakt i ett stabiliseringspolitiskt perspektiv, så är det å

andra sidan rätt uppenbart att priserna vid inköp i Sverige bör ligga till

grund för beräkningen.

Möjligen kan det också på andra grunder hävdas, att priser vid inköp i andra länder inte bör ha någon relevans för hur inkomster regleras i Sverige. En sådan grund kan vara, att det svenska samhället inte kan ha påtagit sig ett ansvar för förhållandena i andra länder

anses eftersom det inte kan påverka dessa förhållanden. Ändå torde anknytningen till svenska hushåll eller svenska inkomster ligga närmast till hands vid användning av konsumentprisindex för kompensationsändamâl. Utan tvivel är detta också fallet då index används för att beräkna realinkomstfcârändringar.

I praktiken beräknas emellertid konsumentprisindex i alla länder med priserna vid inköp av konsumtionsvaror och tjänster inom landet som grund, medan vikterna vanligen är hushållsbudgetdata, som avser sammansättningen av inhemska hushålls konsumtion. Ett konsumentprisindex kan därför ofta karakteriseras som ett mått på prisutvecklingen för inhemska hushålls inköp inom landet.

Ett skäl för denna avgränsning är beräkningstekniskt; det har ansetts bli alltför resurskrävande att få fram underlag beträffande prisutvecklingen för hushållens inköp utomlands. Detta måste fortfarande betraktas som ett avgörande skäl för att utgå från priser vid inköp i Sverige vid beräkning KPI. Med hänsyn till den snabba utveck-

av lingen i riktning mot intemationaliserad konsumtion såväl

mer genom turistresor och bosättning utomlands som genom hushållens direktinköp från utlandet kan det dock finnas anledning att efter en

tid överväga förändringar av beräkningsgrundema i detta avseende. Förbättrad täckning skulle i så fall kunna åstadkommas genom att på områden med betydande direktinköp utomlands göra kompletterande

prismätningar eller utnyttja andra länders prisstatistik. Behovet av en

sådan utvidgning bör bedömas SCB och Nämnden för konsument-

av

prisindex.

SOU 1999: 124 Användningen av index och utgångspunkter för dess utformning 33

Vid bestämning av konsumtionsvikter i ett prisindex omfattande många hushåll med olika köpkraft och skilda konsumtionsmönster, aktualiseras också frågan vilken vikt som skall ges åt varje enskilt hushålls konsumtion. Nuvarande konsumentprisindex syfiar till att ge ett mått på hur mycket kostnaden för hela kollektivets sammanlagda konsumtion förändras till följd av prisändringar. En kostnadskrona har lika stor betydelse för viktberäkningen oavsett vilket hushåll som använder den, och vikten för en viss vara utgörs följaktligen hus-

av hållens sammanlagda konsumtion av varan. Ett index som beräknas utifrån denna vägningsprincip kallas plutokratiskt index.

När index används för kompensationsändamål, är ett plutokratiskt index inte uppenbart det bästa alternativet. Varukorgen påverkas i allmänhet mer av konsumtionens sammansättning i ett hushåll med hög inkomst än av dess sammansättning i ett hushåll med lägre inkomst höginkomsthushållet ges högre vikt, eftersom gruppen höginkomsthushåll har större genomsnittskonsumtion.

Alternativet kallas ett demokratiskt index och innebär att varje hushåll, eller kanske snarare varje konsumtionsenhet, ges samma vikt. Den implicita vikten för varje bestäms då dess genomsnittliga andel

vara av av hushållens/konsumtionsenhetemas varukorgar, till skillnad från dess andel av den samlade konsumtionen. Ett demokratiskt index kan alltså beskrivas ett ovägt genomsnitt samtliga hushålls individuella

som av levnadskostnadsindex eventuellt vägda med antalet konsumtions-

enheter i respektive hushåll. Ett demokratiskt index, såväl som ett kategoriprisindex, ställer betydligt större krav på detaljerat viktunderlag än ett allmänt, plutokratiskt index.

Beräkning av ett allmänt, demokratiskt prisindex skulle emellertid enligt min mening inte väsentligt förbättra användbarheten för kompensationsändamål. Som underlag för att beräkna köpkraften hos speciella grupper t.ex. pensionärer, eller för reglering av specifika inkomstkällor, har såväl det demokratiska som det plutokratiska indexet klara brister. Om en högre grad av precision eftersträvas i sådana sammanhang, framstår användning av kategoriprisindex, avseende de aktuella hushållskategoriema eller inkomstslagen, som mer näraliggande än beräkningar av ett demokratiskt index. Vi återkommer till frågan om kategoriprisindex som alternativ eller komplement till ett allmänt konsumentprisindex.

34 Användningen av index och utgångspunkter för dess utformning SOU 1999: 124

2.4 utgångspunkter

Några

Mot bakgrund av grupperingen av användningsområden i avsnitt 2.1 skall vi här ange några allmänna utgångspunkter för KPI:s utfomming. Preciseringar och mer utförliga motiveringar presenteras i de följande kapitlen.

En viktig utgångspunkt för utredningens överväganden och förslag är att index skall beräknas utifrån prisförändringamas inverkan på hushållens kostnad för konsumtion. Index skall i görligaste mån

ange approximera hur prisförändringama påverkar kostnaden för att bibehålla oförändrad konsumtionsstandard, oavsett orsaken till prisändringarna.

Teorin för levnadskostnadsindex har mest påtaglig relevans, då index används för kompensationsändamål. Som framgår av vår senare diskussion i kapitel 4 rörande kostnader för användning av varaktiga varor, finns här tolkningsproblem måste beaktas vid val

som av beräkningssätt för bl.a. egnahemsposten i KPI. Praktiska hänsyn gör också att man tvingas avstå från strikt tillämpning kostnadsansatsen

av för många varaktiga varor. Som vägledande princip bör dock kunna slås fast att:

Om syftet med index är att bilda grund för priskompenserande inkomstöverföringar och reglering av skatteskalor, bör ett levnads-

kostnadsindex utgöra norm för utfornmingen. Index bör så långt det

är praktiskt möjligt mäta prisändringamas inverkan på kostnaderna

för hushållens konsumtion inte på utgifter eller hushållens behov

av likviditet. Slutsatsen gäller oavsett om inkomstöverföringama sker mellan den

offentliga sektorn/socialförsäkringssystemet och hushållen eller inom

den privata sektorn, och självklart också om syftet är att ge ett allmänt mått på förändring av hushållens levnadskostnader. Som framhölls inledningsvis syftar kompensationsanvändningen av index via basbeloppet i allmänhet till att realvärdesäkra bestämda belopp som överförs till hushåll t.ex. pensioner eller underhållsbidrag, inte till att fylla ut hushållets totala disponibla inkomst till oförändrad köpkraft. Ett undantag är socialbidragen, men där baseras beräkningarna inte på totalindex/basbelopp utan på en speciellt sammansatt varukorg.

Det återstående exemplet i punkt 1 d.v.s. pris- eller hyres-

ovan uppräkning i långsiktiga avtal har knappast någon tydlig anknytning

till levnadskostnadsindex. I den mån syftet är att kompensera säljaren för kostnadshöjningar, är ett konsumentprisindex överhuvud taget inte en naturlig utgångspunkt. Det här är ett av flera exempel där KPI används i brist på bättre för ändamål ligger långt från dess

som

SOU 1999: 124 Användningen index och utgångspunkter för dess utformning 35

av

egentliga syfte. Sådana användningsområden kan inte ges någon större vikt, när utfonnningen av konsumentprisindex skall bestämmas.

När syftet är att mäta förändringar av realinkomster eller real konsumtion punkt 2 i avsnitt 2.1 ovan är anknytningen till ett teoretiskt levnadskostnadsindex svagare än i fallet med kompensation. Ändå torde i praktiken de idealiska måtten för beräkning

av realinkomständringar inte skilja sig mycket från kompensationsmåtten

bl.a. är betydelsen av varusubstitution vid ändrade relativa priser ungefär densamma. Slutsats:

Samma huvudprinciper för utformning av index kan tillämpas,

oavsett användningsområdet är beräkning av realinkomst-

om ändringar eller kompensation.

Valet index att användas för fastprisberäkning deflatering av

av konsumtionsvärden eller andra mått i löpande priser i nationalräkenskapema blir beroende av vilket slags mått på volymutvecklingen som eftersträvas vill man ha ett volymindex av typ Laspeyres så behövs

ett prisindex typ Paasche etc. Man bör dock kunna förutsätta att de

av önskemål beträffande delindex i KPI, som kan härledas från detta slags användning, tillgodoses genom särskilda bearbetningar. De är därför inte avgörande för utformningen av officiella indexberäkningar.

I båda de hittills behandlade fallen aktualiseras frågor om vems eller vilkas konsumtion avses. Strikt tillämpning av principerna för

som levnadskostnads- eller kompensationsindex förutsätter att indexberäkningen grundas på konsumtionens sammansättning i de hushåll kompensationen Detsamma kan hävdas gälla beträffande beräk-

avser. ningar hur realinkomster eller konsumtionsvolymer har utvecklats

av för avgränsade kategorier hushåll, t.ex. av reallönernas utveckling för hela löntagarkollektivet eller för bestämda grupper av löntagare.

Frågorna avgränsning och behov av kategoriprisindex disku-

om om teras närmare i kapitel Tills vidare väljer vi följande utgångspunkt:

Endast det finns en betydande, systematisk avvikelse mellan ut-

om vecklingen totalindexet och indexet för stora och i konsumtions-

av hänseende homogena kategorier hushåll, har motiv för att använda kategoriprisindex någon större bärighet.

De kategorier närmast skulle aktuella, löntagarhushåll och

som vara pensionärshushåll, är inom sig mycket heterogena vad gäller konsumtionens sammansättning. Därför finns inte heller någon större efterfrågan på löpande beräkningar och publicering av kategoriprisindex. Det hindrar givetvis inte att detaljerade undersökningar av prisutvecklingen för olika kategorier av hushåll med indelning t.ex. efter in-

komst och familjestorlek kan ha stort värde för analys av fördelnings-

——

36 Användningen av index och utgångspunkter för dess uybrmning SOU 1999: 124

politiska frågor. Sådana undersökningar bör emellertid kunna genomföras intermittent t.ex. var femte år, och frågan hur de kan utforom mas faller utanför uppdraget för denna utredning. Ett viktigt område, där indexberäkningar baserade speciell en varukorg redan nu används, är som underlag för uppräkning av socialbidragsnorrnen. Den viktigaste uppgiften för KPI i sådana sammanhang torde vara att tillhandahålla delindex kan vägas som enligt principer bestämda för respektive tillämpning. Dessa principer kan vara normativa eller baseras exempelvis på konsumtionens sammansättning i hushåll med mycket låga inkomster.

Det tredje användningsområdet för konsumentprisindex som

allmänt inflationsmått, framförallt i stabiliseringspolitiska tillämpningar behandlas i detta kapitel endast mycket kortfattat. Den makro- ekonomiska teorin ger endast begränsad vägledning för utformningen av prisindex med sådant syfte. Diskussionen i betänkandet rörande målvariabeln för pennigpolitiken enbart olika konsumentavser prismåtts användbarhet i sammanhanget, och den baseras huvudsakligen på den tolkning av prisstabilitetsmålet som redovisats av Riksbanken. Ett ofta anfört skäl för avvikelser från kostnadsbaserade index är att ett inflationsmått bör avse aktuella transaktionspriser, inte periodiserade kostnader. Det finns emellertid också starka skäl som talar för att basera ett inflationsmått på prisförändringamas inverkan på kostnaderna för hushållens konsumtion. I praktiken får behandlingen av fmansieringskostnader i egnahemsposten stor betydelse för möjligheterna att utnyttja konsumentprisindex också för stabiliseringspolitiska ändamål. För- och nackdelar med olika alternativ i första hand det KPI utredningen föreslår och det europeiska harmoniserade indexet, I-HKP diskuteras i kapitel - Det har framhållits, bl.a. av företrädare för den svenska Riksbanken, att det centrala är hur den långsiktiga, eller trendmässiga, inflationstakten utvecklas. Det är denna inflation som påverkas den samlade av efterfrågan i ekonomin och därmed av penningpolitiken. S.k. utbudsstörningar, inklusive ändringar av indirekta skatter och subventioner, kan antas ge upphov till endast tillfälliga svängningar i prisstegringstakten runt den långsiktiga nivån. Detta behöver inte innebära att KPI och liknande mått är olämpliga som grund för ett inflations- eller prisstabilitetsmål. Om stömingarna kan visas medföra endast tillfälliga svängningar, bör t.ex. KPI:s utfall, räknat över två eller tre år, kunna användas för att kontrollera om prisstabilitetsmålet uppfylls. Utformning och löpande utvärdering av stabiliseringspolitiken ställer emellertid inte krav enbart på prisindex täckning, utan också på att ursprunget till olika förändringar kan härledas. Det är uppenbart att

SOU 1999: 124 Användningen av index och utgångspunkter för dess utformning 37

förändringen av konsumentprisindex över kortare perioder månad för

månad, och troligen också räknat som tolvmånaderstal kan ge en

missvisande bild av den underliggande inflationstakten core inflation i ekonomin. Som underlag för penningpolitiken, och för att kunna göra den trovärdig, behövs därför också mått/indikatorer på denna underliggande inflation. Mått på underliggande inflation beräknas sedan 1998 av SCB för Riksbankens räkning.

En utgångspunkt för den följande diskussionen är att användningen för kompensationsändamål är det vikigaste användningsområdet för ett officiellt svenskt konsumentprisindex. I den mån konflikter uppkommer mellan önskemål hänförliga till indexets olika syften, får prioriteringar i första hand göras utifrån användningen i kompensationssammanhang. Som antytts ovan, torde emellertid ingen allvarlig konflikt föreligga gentemot användningen för realinkomstberäkningar. Skäl har också anförts t.ex. av Hill 1998 och Triplett 1999 för att ett mått på förändring levnadskostnader i allmänhet

av också är det bästa måttet på inflation, att användas i stabiliseringspolitiska sammanhang. Den frågan är emellertid komplicerad och

mer kommer att diskuteras närmare i kapitel

Att användningen för kompensationsändamål är central betyder inte att KPI bör utformas med syftet att i alla situationer kunna ge svar på frågan vilka prisförändringar som bör föranleda kompenserande åtgärder, t.ex. ändring av prisbasbeloppet. Uppgiften för KPI är att visa hur hushållens kostnader för oförändrad konsumtionsstandard

en påverkas av prisändringar inklusive avgiftsändringar och inverkan

från ändrade indirekta skatter och subventioner.

I vad mån exempelvis en politikomläggning mot ökad eller minskad andel avgiftsñnansiering inom sjukvård, barn- och äldreomsorg bör ge utslag i prisbasbeloppet, och därmed i pensions- och andra kompensationsbaserade system, är till stor del politisk fråga. En

en sådan omläggning kan påverka hushållens ekonomi deras budgetrestriktion också på andra sätt än via avgiftema, t.ex. genom att de direkta skatterna ändras i motsatt riktning. En liknande situation uppkommer vid omfördelning av beskattningen mellan direkt och indirekt skatt, som t.ex. i det tidiga 90-talets skattereform. Den innebar en kraftig, uppåtriktad effekt på KPI genom att sänkt direkt skatt

1 Hill, Peter 1998: The measurment of inflation and changes in the cost of living, s. 49. vol. 15 no 1 1998, Statistical Journal of the United Nations Economic Commission for Europe, IOS Press. Triplett, Jack E. 1999: Should the Cost-of-Living Index Provide the Conceptual Framework for a Consumer Price Index, s.3 och avsnitt IV. Uppsats presenterad vid International Working Group on Price Indices the Ottawa Group, Reykjavik Augusti 1999, Statistics Iceland.

38 Användningen av index och utgångspunkter för dess utformning SOU 1999: 124

finansierades med höjd mervärdeskatt, vilket beaktades i särskild ordning vid fastställande av basbeloppet för 1991 och 1992. Beräkningsgrundema för prisbasbeloppet kan, och har, ändrats också av andra skäl, t.ex. budgetpolitiska. .

Frågan om rimlig eller rättvis kompensation i situationer de här

som nämnda kan i praktiken inte lösas entydigt med hjälp enbart ett

av objektivt mått av typ konsumentprisindex. Detta utgör ändå en viktig del av beslutsunderlaget, och kan under normala förhållanden d.v.s. i

frånvaro av stora förändringar i skatte- och avgiftspolitiken översättas

-

till automatiska förändringar i prisbasbeloppet.

Då index används för prisomrälcning i privata avtal -inklusive realränteobligationer finns givetvis inte samma möjligheter att i efter-

hand via justering basbelopp hantera extraordinära förändringar,

av t.ex. i skattepolitiken. Man torde här, vid formulering av avtalen, få välja mellan en knytning till KPI eller till något modifierat indexmått, som anses bättre svara mot förhållandena i det enskilda fallet. Det är i vart fall inte möjligt att utforma ett allmänt, officiellt prisindex så att det helt svarar mot behoven i alla förekommande fall, t.ex. avtalade pensioner, hyresavtal och realränteobligationer.

SOU 1999: l 24 39

3 Indexkonstruktion

Sammanfattning och förslag

Konsumentprisindex föreslås liksom ett kedjeindex

nu vara sammansatt av två olika typer av indexlänkar. Indexet skall även fortsättningsvis ange prisutvecklingen beräknad utifrån aktuell

en konsumtionssarmnansättning, som delvis är ett resultat av inträffade relativprisförändringar. Det syftet uppnås dock enligt min mening med större tillförlitlighet, om den nuvarande långtidslänken ersätts med en år-till-år-lär1k som anger förhållandet mellan det genomsnittliga prisläget under två intilliggande kalenderår. År-till-år-länken bör, så långt tillgängligt viktunderlag tillåter, beräknas som ett index enligt Walsh, dvs. med vikter som speglar konsumtionens sammansättning under båda åren.

Den nuvarande korttidslänken bör ersättas av en år-till-månad-länk, som anger förhållandet mellan prisläget viss månad och det

en genomsnittliga prisläget under kalenderåret två år tidigare. På den högsta aggregeringsnivån föreslås denna beräknas som ett index enligt Laspeyres, dvs. med vikter speglar konsumtionens

som sammansättning under länkens basår.

Dessa förslag rörande den grundläggande indexkonstruktionen behandlas ingående i avsnitt 3.3. I två inledande avsnitt, 3.1 och 3.2, förs en diskussion olika typer index och valet index-

om av om av fonnel, i allmänhet och på olika nivåer i beräkningama.

Indexberäkningar på lägre nivå, där aktuella och relevanta vikter saknas, bör i allmänhet göras utifrån förutsättningen att hushållen anpassar sin konsumtion med hänsyn till inträffade relativprisförändringar. Utredningens förslag rörande utfommingen dessa beräk-

av ningar behandlas i avsnitt 3.4.

Ställningstagandena avseende säsongvariation redovisas i avsnitt 3.5 och frågan val mätperiod behandlas kortfattat i avsnitt 3.6.

om av

40 Indexkonstruktion

3.1 Inledning

Av flera skäl är det inte möjligt att beräkna ett sant levnadskostnadsindex. Man är därför hänvisad till att beräkna ett nännevärde till ett sådant index. Med det ett mått kan beräknas utifrån en för

avses som varje indexlänk bestämd sammansättning av konsumtionen en

bestämd varukorg men som med stor sannolikhet nära ansluter till ett

idealt index. Ett allmänt uttryck för ett sådant prisindex, som anger prisläget under jämförelseperioden t i förhållande prisläget under basperioden är

K

t

RQ.+P2Q2+---+PÅQK §39

" P°Q +P°Q +...+P°Q " ’

1 1 2 2 K K

;lpkogk

där P,°, P,°,...P, och QOOOPKIär priserna under basperioden 0

, respektive jämförelseperioden t för varorna K, och där Q1, Q2,

,...

är kvantitetema av respektive vara enligt den bestämda varukorgen. Summerat över alla varor anger täljaren hur mycket varukorgen kostar enligt prisläget under period medan nänmaren anger motsvarande kostnad enligt prisläget under period

Frågan i det här kapitlet är närmast vilka Qk eller vilken varukorg

-

som skall väljas som grund för jämförelsen. De mest uppenbara alternativen är att bestämma varukorgen antingen enligt de kvantiteter

konsumerades under basperioden Q: , Laspeyres indexfonnel, som eller enligt dem konsumeras under jämförelseperioden Q; ,

som Paasches index-formel. I en jämförelse mellan två perioder kan ett Laspeyres-prisindex således beskrivas som

förhållandet mellan jämförelseperiodens hypotetiska kostnad för

basperiodens konsumtion och basperiodens faktiska kostnad,

och ett Paasche-prisindex som

förhållandet mellan jämförelseperiodens faktiska kostnad och

basperiodens hypotetiska kostnad för samma konsumtion.

Båda alternativen är lika försvarbara, om konsumtionen under båda perioderna fått styras av hushållens fria val. Då ansatsema utgår från de

Indexkonstrulaion 41

faktiska förutsättningar som gällde under en av perioderna, tenderar den hypotetiskt beräknade kostnaden för den andra perioden att överskatta kostnaden för samma konsumtionsstandard. Under viktperioden basperioden i Laspeyres index respektive

jämförelseperioden i Paasches index har hushållen nämligen kunnat

—

välja och tjänster så att de, utifrån de då gällande priserna,

varor minimerat kostnaden. Under den andra perioden har den hypotetiska kostnaden naturliga skäl inte minimerats på motsvarande sätt. Man

av bör därför kunna förvänta att ett index enlig Laspeyres tenderar att överskatta levnadskostnaderna under period t i förhållande till period medan det omvända förhållandet gäller för ett index enligt Paasche.

Om indexberäkningen istället utnyttjar information om konsum-

tionens sammansättning under båda perioderna, uppkommer ingen

sådan snedvridande effekt. Det är fallet t.ex. för index enligt Walsh,

där varukorgen är det geometriska genomsnittet av de kvantiteter som

konsumerades under period 0 och under period t JQ: x . Ett

sådant index anger

förhållandet mellan de hypotetiska kostnaderna vid jämförelse-

periodens priser och vid basperiodens priser, avseende den för perioderna genomsnittliga konsmntionen.

Walshs index är ett s.k. superlativt prisindex, eftersom det uppfyller de rimliga krav formulerats inom den så kallade axiomatiska

som

V indexteorin. Superlativa index kan också visas ha goda förutsättningar

tillfredsställande approximationer av ett ekonomisk-teoretiskt ge definierat, s.k. sant levnadskostnadsindex, under förutsättning av att

hushållens preferenser inte skiljer sig nämnvärt mellan basperioden och

jämförelseperioden se vidare Bilaga 2. Fishers ideala index, som är det geometriska genomsnittet Laspeyres och Paasches index, samt

av

Tömqvists index,‘ är exempel på andra superlativa index.

Ett annat index som utnyttjar information om konsumtionens

sammansättning under båda de jämförda perioderna är Edgeworths

index. Tolkningen det är praktiskt taget densamma som för Walshs

av index. Skillnaden är att varukorgen i Edgeworths index bildas som ett aritmetiskt genomsnitt, eller Q: +Q,: , de båda

som summan av

P392 rm; J

K I 1 +

zP;Ql0 0 ZpzgkI I

Tömqvists index:

0 .

kl

42 Indexkonstruktion SOU 1999: 124

periodemas kvantiteter. Ett index enligt Edgeworth bör därför ge resultat som ligger mycket nära de superlativa indexen.

Den nuvarande svenska ansatsen för indexkonstruktion, så som den fonnulerades av 1943 års indexsakkunniga, kan betraktas som ett tidigt försök att approximera ett sant levnadskostnadsindex. Istället för att utnyttja information om konsumtionens sammansättning under båda de jämförda perioderna, bestäms dock varukorgen i det fallet av

konsumtionens sammansättning under den mellanliggande tiden.

Det finns således goda skäl att beräkna konsumentprisindex som ett superlativt index. Tyvärr är det inte möjligt fullt ut, eftersom vår information om konsumtionens sammansättning sällan är tillräckligt aktuell och aldrig tillräckligt detaljerad. I de följande avsnitten skall vi undersöka vilka möjligheter valet av indexfonnler erbjuder för att åstadkomma en indexberäkning, som så nära som möjligt ansluter till utfallet av de superlativa indexen. Framställningen här grundas i huvudsak på den genomgång som görs i Bilaga I avsnitt 3.2 nedan beskrivs dock först allmänt förutsättningarna för och strukturen hos ett prisindex.

3.2 Allmänt om indexkonstruktion

Underlaget för ett prisindex utgörs i huvudsak av prisnoteringar avseende urval av varor, tjänster och försäljningsställen och av varueller varugruppsfördelade konsumtionsvärden. I undantagsfall avser konsumtionsuppgifiema kvantiteter snarare än värden. Indexproblemet handlar om att kombinera det här underlaget så att det bildar ett så korrekt uttryck som möjligt för förhållandet mellan kostnaden under olika perioder för en oförändrad levnadsstandard.

Flera prisnoteringar för två perioder och avseende en viss vara, kan kombineras för att bilda index för ett elementärt aggregat. Vanligtvis finns det ingen rimligt lättillgänglig information om försäljningen i respektive butik av den aktuella varan Beräkningen av den genomsnittliga prisutvecklingen inom det elementära aggregatet måste därför göras utan kännedom om i vilken omfattning som varor och tjänster handlats till respektive pris. Frågor som rör beräkningen av index för elementära aggregat behandlas i avsnitt 3.4.

I avsnitt 3.3 diskuteras dock först indexets grundläggande konstruktion, dvs. den som kan tillämpas i de delar av indexberäkningen där man har tillgång till ett helt relevant och aktuellt vikt-

2En ökad tillgänglighet till butikskassedata scarmerdata avseende såväl priser som försålda kvantiteter kan i framtiden komma att ändra på detta förhållande.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 43

underlag. Frågan gäller alltså här hur man kombinerar olika delindex till ett totalindex eller till andra huvudaggregat. För att bilden av "indexhierarkin" skall bli komplett diskuteras också valet av indexformel på de mellannivåer, där man förvisso har tillgång till viktinformation men där denna information ur ett idealt perspektiv alltid är föråldrad eller på annat sätt uppenbart bristfällig. Vi benämner dessa index för intermediära aggregat, och de behandlas i anslutning till frågan om elementära aggregat i avsnitt 3.4.

Bild

Indexhierarkin

Totalindex

Index R5:-intermediära aggregat

Hög nivå

Index för intermediära aggregat

Låg nivå

200-400 st.

Index för elementära aggregat

ca. 1000

Enskilda pxisnoteringar

ca. 25 000 exkl. totalundersökta

En aspekt på indexkonstruktionen är således hur man i olika steg, och utifrån underlag med olika karaktär, bildar index för allt större aggregat. En annan aspekt är på vilket sätt jämförelser utsträcks i tiden. Därvid skilj er man i praktiken främst mellan två huvudaltemativ: 0 Fastbasindex, där prisjämförelsema avser en varukorg som ligger

fast under ett antal år, t.ex. fem år, respektive

0 Kezfieindex, där varukorgen ersätts varje år och prisjämförelser

mellan olika år görs genom att kedja via en länkperiod, under vilken

såväl den gamla som den nya varukorgen prismäts.

Ett fastbasindex innebär således att man även mellan år gör direkt-

jämförelser mellan prisläget i jämförelseperioden t och i basperioden

Motsvarande jämförelse är i kedjeindexet sammansatt av en kedja av ârsvisa indexlänkar:

x 1fx...xI,‘; x 1,1,. 3.2

44 Indexkonstruktion

Fördelarna med ett fastbasindex är den enkla tolkningen av indexserien och en något enklare framställningsprocess. Kedjeindexets förtjänst är främst att varukorgen inte föråldras från âr till år. Valet mellan fastbasindex och kedjeindex behandlas i avsnitt 3.3 tillsammans med frågor rörande valet av indexformel för huvudaggregaten. Detsamma

gäller en tredje aspekt på indexkonstruktionen, nämligen om prisläget vid jämförelsetidpunkten primärt bör relateras till prisläget en viss

basmånad eller ett visst basår.

3.3 indexkonstruktion

Grundläggande

3.3.1 Viktunderlaget

Nationalräkenskapema redovisar den privata konsumtionen fördelad på knappt etthundra ändamål, dels enligt kvartalsvisa beräkningar ca. 75 dagar efter avslutat kvartal och dels enligt en mer genomarbetad årsberäkning ca. ll månader efter referensåret, med en reviderad års-

beräkning ytterligare ett år senare. En planerad ökning av detaljerings-

graden kan komma att innebära att årsberäkningarna kan redovisas for ca. 400 kategorier. Annan statistik som används för beräkning av vikter är bl.a. hushållsbudgetstatistik samt Jordbruksverkets statistik över livsmedelskonsumtionen. Vid sidan av officiell statistik utnyttjas underlag som specifikt för ändamålet, från enskilda företag, branschorganisationer eller experter.

Internationellt är vanligtvis hushållsbudgetstatistik den källa som

utgör det primära Viktunderlaget I Sverige används dock den statistiken tillsammans med andra källor som komplement till underlaget från nationalräkenskapema. En förklaring till att Sverige därvidlag skiljer sig från de flesta andra länder torde vara att det svenska indexet är ett kedjeindex, med ett uttalat krav på ett aktuellt underlag för årliga viktrevisioner. Detta har inte varit möjligt att tillgodose med

hushållsbudgetstatistiken. Avsikten är nu att dessa undersökningar nu

skall ske kontinuerligt, och att vamgruppsvisa resultat för kalenderår skall kunna finnas tillgängliga ungefär ett halvår efter referensåret. Små urval ca. 2000 hushåll och bortfall innebär dock att resultaten avseende olika detalj grupper den nivå där statistiken främst

-

kompletterar nationalräkenskapema är behäftade med en betydande

osäkerhet.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 45

3.3.2 Alternativen

Formlema inom ramar nedan är avsedda som kompletterande information.

De alternativ som har prövats är dels tre olika indexformler där viktperioden är densamma som prisbasperioden:

0 Laspeyres index 0 geometriskt index 0 CES-index

Laspeyres index index månad år y, basår O

m

K

Hg Zr;/,,°1g;;, 3.3

kl

y

där I är prisindex för respektive vara

k

L‘Q’¢

W0 Lo

3,4

k - K - K

:me XW

kl kl

där är konsumtionsvärdet avseende vara k under basperioden.

Geometriskt index

K Wko

G 3.5

15""

HIg{

CES-index Qonstant Elasticity of §ubstitution

l

K J E

a

cEsI0y,m 3.6

|:ZWkoIg;l:n1,

kl

där skattad enhetlig substitutionselasticitet.

Gäl en

Laspeyres index beskrevs redan i avsnitt 3.1 ovan. I praktiken saknas de kvantitetsuppgifter förutsattes där. Indexet får därför

som skrivas på form utnyttjar värdeuppgiñer istället. Laspeyres

om en som index är då ett vägt aritmetiskt medelvärde av indexen för de olika kategorier och tjänster som omfattas. Viktema är respektive

varor kategoris värdemässiga andel av hushållens totala konsumtion. Det geometriska indexet är namnet antyder, ett vägt geometriskt

som medeltal av samma delindex.

46 Indexkonstrukrion

Laspeyres index ger ett korrekt uttryck för förändringen

av levnadskostnadema om hushållen, trots inträffade relativpris-

förändringar och oförändrade preferenser, väljer att behålla bas-

periodens kvantitativa sammansättning av konsumtionen. Det geometriska indexet å andra sidan, ger ett korrekt uttryck för levnadskostnadsförändringen om hushållen, vid samma förutsättningar, väljer att behålla basperiodens värdemässiga sammansättning konsum-

av tionen. Laspeyres index är med andra 0rd konsistent med en helt oelastisk efterfrågan substitutionselasticiteten 0 medan det

- -— geometriska indexet är konsistent med en norrnalelastisk efterfrågan

substitutionselasticiteten -1. CES-indexet slutligen, förutsätter inte

a priori en viss substitutionselasticitet. Den bestäms istället så att indexet på ett historiskt material ger samma resultat som ett superlativt index.

Utifrån dessa tre indexformler har såväl fastbasindex med fem år mellan viktrevisionema som kecüeindex med årliga viktrevisioner beräknats. Fastbasindexet enligt Laspeyres indexformel är den internationellt helt dominerande indexkonstruktionen. Någon tillämpning, i KPI-sammanhang, av de övriga alternativen, är inte känd.

Den typ av kedjeindex som tillämpas i Storbritanniens och Frankrikes motsvarigheter till KPI samt i HIKP har också prövats. Dessa index kan beskrivas som

0 kedj eindex av Laspeyres-typ.

Dessa är inga riktiga Laspeyres kedjeindex, eftersom Viktperioden inte sammanfaller med indexlänkens prisbasperiod, som i de här fallen är

enskild månads januari i Storbritanniens motsvarighet till KPI och en december i de övriga fallen. Viktperioden är däremot ett helt år i

- Sveriges HIKP det just avslutade kalenderåret, i Storbritannien och Frankrike den tolvmånadersperiod avslutades ett halvt respektive

som ett år före prisbasperioden. I övriga länder inom EU/EES är viktperioden i HIKP densamma som tillämpas i de nationella fastbasindexen.

3Det gäller fö. också i många de länder beräknar fastbasindex.

av som ett

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 47

Svensk HIKP kedjad index månad m år y, basår 0

HIKP y,m 0,dec l,dec y—1,dec y,m 3.7

x I0,mx...xIy2,dec x Iy1dec,

— där K y,m Z ‘ KT y,m

Iy—l,dec Wk Iy—l,dec;k

- ’ kl

P y—1,dec y-l VkJ/lI y-llfec k k y Wm . 3 9 k K K 7 y—1,dec -1 Z y-l y-l,dec

Z Qk Iy—l;k

kl kl

I ett kedjeindex är det vidare möjligt att efter hand ersätta de ursprungligen beräknade indexlänkarna, med länkar beräknats med som vikter speglar konsumtionens sammansättning under en senare som period än de ursprungligen använda vikterna. Sverige torde det vara enda land beräknar det officiella konsumentprisindexet på det som sättet. Följ ande alternativ har prövats för dessa reviderade länkar:

Långtidslänkama i den nuvarande indexkonstruktionen Paasches index Superlativa index enligt Fisher, Törnqvist och Walsh

Edgeworths index

KPI:s nuvarande indexkonstruktion skiljer sig från HlKPzs genom att alla ursprungliga korttidslänkar för december, kompletteras med en långtidslänk används vid kedjningen. Långtidsläitkama beräknas som med ett viktunderlag speglar konsumtionens sammansättning som under det just avslutade året, dvs. det kalenderår som sträcker sig från

länkens prisbasperiod t.o.m. länkens jämförelseperiod. Som direkta

alternativ till de nuvarande långtidslänkama har också prövats två typer länkar utnyttjar viktunderlag både från det just avslutade året av som och från året innan. De kan därför uppfattas mellanting mellan de som nuvarande långtids- och kortidslänkama. Beräkningsformen för dessa

är densamma för Edgeworths respektive Tömqvists index,

armars som

varför de nedan benänms kvasi-Edgeworth-index respektive kvasi- Tömqvist-index.

48 Indexkonstruktion SOU 1999: 124

Nuvarande KPI kedjad index månad m år y, basår 0

KP y,mLT 0,dec LT l,dec LT y—1,dec KT y,m 3.10

x IOUXIOHX Iy2decx Iy,,dec,

—

där

KT y.m y.m -‘3-7s

Iy-l,dec Iy-Ldec

-

och där

K

LT y-1,dec LT y-Ldec

y—2,dec Iy—2,dec;k

k1

—2,dQ: -1 .v-1 y-1

Pk’ /Iy—2,dec;k

m K " K ,

Z y—2,dec y—l Z y-l

y-ll Iy-2,dec;k

k

kl kl

Två direkta alternativ till långtidslänkama enligt 3.11 är vad som

ovan benämndes kvasi-Edgeworth-index respektive kvasi-

Tömqvist-index se vidare Bilaga 3.

De superlativa indexforrnler som prövats har beräknats som kedjeindex med intilliggande hela kalenderår som prisbasperiod respektive jämförelseperiod år-till-år-länkar. Vad som jämförs i varje länk är

således den genomsnittliga prisnivån under respektive år, alltså inte prisnivån i december ett år och prisnivån i december året innan, som i kedjeindexen ovan. Eftersom år-till-år-länkama av naturliga skäl kan beräknas först efter jämförelseårets slut, måste index för aktuella månader, liksom i dagens indexkonstruktion, beräknas med hjälp av en annan typ av länk en år-tiII-månad-Iänk, med ett viktunderlag som

avser länkens basperiod Laspeyres, geometriskt, CES. Detsamma gäller Edgeworths index som också utnyttjar ett viktunderlag från båda åren i jämförelsen, liksom Paasches index som hämtar viktunderlaget från det senare av de båda åren.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 49

Kedjeindex med år basperiod för respektive länk kedjad index som månad m år y, basår 0

/ 3.134

10W" 13; x L122x x 13x...x1;:§x‘1;;;,

år-till-månad-länk enligt Laspeyres indexfonnel, och

déirLI;;’;är en

där år-till-år-länkama I"2 t.ex. kan index enligt Walsh eller vara y-3

Edgeworth.

K ç§

aAa

taxi

k1

med vikter enligt Walshs indexfonnel

y-3 y-3 -2 y-3 y-2

y-Z/Iy-3

k

mW- ,am

K

i i Z,/Vr3V:/15::

k1 kl

respektive enligt Edgeworths indexfonnel

33-193 +9,3 n +1/32 /1:3

:mf .3.16

+ +14. /I;:§

iB3‘3Q,:3Q15’ än

k1 k: l

Se Bilaga 3 för övriga alternativa år-till-år-länkar.

" Den inledande termen inom parentesen är nödvändig alla indextal i serien om fr.o.m. basåret och även tidigare år skall ha samma innebörd. Den innebär också att det kedjade indexet totalt sett inte har något förväntat s.k. Laspeyresfel.

50 Indexkonstruktion SOU 1999: 124

Utvärdering

Utvärderingen grundas i huvudsak på den genomgång redovisas i

som Bilaga Några aspekter lyfts dock fram ytterligare här. Alternativen prövas med avseende på: 0 Anknytning till etablerad indexteori. 0 Risken for systematiska fel bias i förhållande till ett superlativt

index. Precision Axiomatiska överväganden indextest. Förmågan att korrekt hantera säsongvaror. Aktualitet

Komplexitet i tolkning och analys.

Resursaspekter

Anknytning till etablerad indexteori.

Då vi talar om en viss levnadsstandard tänker vi denna den

oss som levnadsstandard hushållen erfar under loppet ett år. Det beror på att

av hushållens anspråk och behov varierar med årstiden och andra säsongsmässiga tilldragelser: jul, sportlov, påsk etc. Ett annat praktiskt

mer skäl till att inta ett årsperspektiv är att det är på årsbasis det är

som realistiskt att sammanställa detaljerade uppgifter sammansättningen

om av hushållens konsumtion.

Alla grundläggande prisindexfonnler utgår från priser i bas-

en period och i en jämförelseperiod samt de kvantiteter konsumerats

som under en av eller båda dessa perioder. Ett index med månad

en som prisbasperiod, som de nuvarande långtids- och korttidslänkama, är inte uppbyggt på det sättet. År-till-år-länkar ansluter däremot direkt till de etablerade indexformlema, förutsatt att vi kan beräkna ett relevant uttryck för det genomsnittliga priset under ett år. Ett sådant index har en mer uppenbar tolkning och kan utvärderas inom ramen för den etablerade indexteorin.

Risken för systematiska fel

De numeriska resultaten i Bilaga 3 bygger på beräkningar för perioden 1981-1998, avseende en indelning av den privata konsumtionen i drygt 70 ändamål. Boendekostnader i egnahem, utom och uppvärmning,

har inte ingått i beräkningen. Den måttliga uppdelningen konsumtio-

av nen innebär att man inte kan räkna med att finna särskilt stora avvikelser mellan indexaltemativen. Hushållens varusubstitution sker

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 5 1

till stor del på betydligt detaljerad nivå, vilken vi skall

en mer återkomma till De superlativa indexen utgör norm för under-

senare. sökningen risker för systematiska fel, eftersom de har bäst

av förutsättningar att approximera ett sant levnadskostnadsindex. De superlativa indexen sinsemellan närmast identiska resultat.

ger

En viktig slutsats är att ett kedjeindex med år-till-år-länkar enligt Edgeworths indexformel, för alla praktiska ändamål, kan ses som ett fullgott alternativ till ett superlativt index, såväl i genomsnitt över en följd för varje enskilt år.

av år som

Kedjeindex med månad som prisbasperiod enligt ett kvasisuperlativt eller kvasi-Edgeworth index ligger också mycket nära såväl i genomsnitt över hela den studerade perioden som

normen enskilda år. Det finns anledning att misstänka att resultatet indikerar en viss negativ bias den uppmätta avvikelsen är dock så liten som i

genomsnitt 0,02 procent år. Förklaringen torde vara att dessa index,

per med basmånad december och kalenderårsvikter, i praktiken har i viss mån historiska vikter än vikter som tidsmässigt ansluter till bas-

snarare

och jämförelseperiodema.

De olika CES-indexen kan också beräknas så att de i genomsnitt över längre tidsperioder inte avviker nämnvärt från normen. De kedjade alternativen är vanligtvis också en mycket god approximation till de superlativa indexen för enskilda år.

Det nuvarande långtidsindexet ett utfall som i genomsnitt per år

ger ligger 0,04 procent under de superlativa indexen. Skillnaden är knappast signifikant eftersom avvikelsema för enskilda år varierar ganska mycket, från minus 0,27 till plus 0,12. Det finns i och för sig grund för att misstänka att långtidsindexet har tendens till negativ

en bias eftersom viktunderlaget egentligen är lite för aktuellt i förhållande

till bas- och jämförelseperiodema viktperioden omfattar det mellan-

liggande kalenderåret, inklusive jämförelsemånaden december, men inte basmånaden december året innan. Om relativprisförändringama under loppet årslänk december till december i stor

av en - utsträckning inträffar redan i början kalenderåret, bidrar asymmetrin

av än mer till en negativ bias.

De övriga indexaltemativen har alla ett tydligt systematiskt fel i förhållande till Ett kedjat Laspeyres-index med år-till-år-

normen. länkar, det nuvarande korttidsindexet/HIKP kedjat index av Laspeyres-typ, och ett fastbas Laspeyres-index har alla en signifikant och positiv bias på i genomsnitt 0,05, 0,08 respektive 0,15 procent. Ett kedjat Paasche-index har negativ bias på -0,05 procent, och de

en geometriska indexen är alla biased i storleksordningen -0,1 procent.

52 Indexkonstruktion

Precision

Emellanåt anförs att dagens höga ambition vad gäller viktemas aktualitet uppnås på bekostnad deras tillförlitlighet. De

av

konsumtionsberäkningar från nationalräkenskapema ligger till

som grund för vikterna är preliminära och delvis prognosticerade. I tabell 1 nedan redovisas jämförelser mellan indexberäkningar gjorda på olika viktunderlag: det som används idag, det reviderade preliminära

men underlag som normalt föreligger 11 månader efter referensåret samt

ca. de definitiva beräkningar normalt är tillgängliga 23 månader

som ca. efter referensåret.

Skillnaderna är små, vilket kontrasterar mot den bild tidigare

som redovisats för åren 1986, 1987 och 1988, i rapport från Riksdagens

en revisorer Där skillnader på 0,23, 0,14 respektive 0,12

angavs procentenheter samtliga positiva och betydligt större tal. Metoden

—— skiljer sig dock i ett antal avseenden; bl.a. avsåg de äldre beräkningarna reviderade långtidslänkar, de inkluderade egnahemsposten fullt ut, och vikterna ersattes också i vissa fall på detaljerad nivå. I de

en mer beräkningar som redovisas i tabellen nedan är det enbart viktunderlaget

på nationalräkenskapsnivån varierats. En rimlig bedömning är att

som skillnaderna mellan de olika viktunderlagen är numeriskt något mindre än skillnaderna mellan ett index enligt Laspeyres och ett superlativt index men utan att vara systematiska.

Tabell Indexlänkar år-till-år enligt Laspeyres indexformela

.. .. Skillnad jämfört med nuvarande Reviderad 0,03 0,00 0,07 0,01 -0,05 0,02

- Definitiv -0,03 0,07 -0,01 -0,05 0,06

.. .. ‘ Vägt genomsnitt av delindex avseende ändamål enligt nationalräkenskapema, exkl. Egnahem bostad.

Kvaliteten i vägningstalen är således inget kraftfullt argument för att sänka ambitionen vad avser viktemas aktualitet och övergå till ett

5 Riksdagens revisorers förslag angående konsumentprisindex,

Förs. 1991/92:16, s. 33.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 53

renodlat Laspeyres-index, kedjat eller fastbasindex. Det är dock fullt möjligt att utsträcka den avslutande indexlänken så att den anger prisläget under respektive månad andra året efter viktåret, istället för

första året. Därmed skulle det mer tillförlitliga viktunderlaget som nu, kunna utnyttjas. Jag återkommer till den möjligheten i slutet av avsnittet om grundläggande indexkonstruktion.

Axiomatiska överväganden

En prövning alternativen mot olika rimliga indextest ger inte mycket

av ytterligare vägledning. Visst förord ges index enligt Fisher, Walsh och Edgeworth, som uppfyller alla de viktigaste kraven.

Förmågan att korrekt hantera säsongvaror

Frågor som rör säsongvariation behandlas i avsnitt 3.5 nedan samt i Bilaga 4. Från dessa genomgångar är det tydligt att tillförlitligheten hos indextal avseende en viss månad, som uttryck för kostnaden för en viss årlig levnadsstandard, är väsentligt sämre än hos ett indextal som avser ett helt år. Med tanke på att den långsiktiga utvecklingen av ett kedjeindex med månadsbas vilar helt på det prisläge som skattas respektive länkmånad, talar det för att välja ett index med årsbas. Ett index med årsbas kan också öppna vissa möjligheter att förbättra beräkningen av index för varor med säsongsmässigt kraftigt varierande utbud.

Aktualitet

Eftersom indexutvecklingen under alla omständigheter kan skrivas fram med en avslutande länk med historiska vikter, är det ingen skillnad mellan altemativen. Möjligen skulle januariindexet kunna tidigareläggas en eller annan dag jämfört med nuläget, med ett fastbasindex eller med ett kedjeindex där det nya viktunderlaget avser en tidigare period än det just avslutade året.

54 indexkonstruktion

Korttidsjämförelser, analyser, dekomponeringar etc.

Viktrevisionseflekter

Ett problem med dagens indexkonstruktion har att göra med att prisutvecklingen enligt ett aktuellt det mellanliggande årets konsumtionsmönster endast kan beräknas för december i långtidslänken. Det är

den, och inte den ursprungliga korttidslänken för december som sedan bildar utgångspunkt för kedjningen av kommande indexlänkar. Förhållandet mellan ett kedjat indextal avseende en viss månad ett år och indextalet för motsvarande månad ett år tidigare beror då inte bara på de prisförändringar som inträffat under mellantiden, utan också på den mellanliggande viktrevisionen, som kommer till uttryck i skillnader mellan långtidslänken och korttidslänken för december.

Som framgått ovan är den skillnaden systematisk och varierar normalt mellan 0,0 och -0,3 procentenheter. Ett årsskifte innebär därför vanligen ett litet hopp, uppåt eller nedåt, i de tolvmånaderstal som bildas kvoten mellan kedjade indextal. Hoppen är i genomsnitt

av ungefär 0,1 procentenheter, och endast i undantagsfall så stora som 0,3 procentenheter. I de alternativa indexkonstruktionema, med år-till-årlänkar och där ett aktuellt konsumtionsmönster också lyfts i efterhand, är hoppen av ungefär samma storlek. I ett index med historiska vikter, eller där viktperioden genomgående är densamma som prisbasperioden, uppstår inte problemet.

Kritiken mot keafieindex

Ett kedjeindex, även det är Laspeyres-typ, kan kritiseras för att

om av jämförelser mellan år inte i strikt mening avser en fix varukorg. Låt oss ta HIKP för Sverige, är ett sådant index, och betrakta tolv-

som måmderstalen för säg april och maj 1999. Det första talet är resultatet av att man kedjat prisutvecklingen från april 1998 till december 1998 enligt vikter som hänför sig till år 1997 och prisutvecklingen från december 1998 till april 1999 enligt vikter som hänför sig till 1998. Åtta månaders prisförändringar är således vägda med konsumtionssammansättningen 1997 och fyra månaders prisförändringar enligt 1998 års konsumtion. Nästa tolvmånaderstal, det för maj 1999, är på motsvarande sätt sammansatt av sju månaders prisutveckling, maj 1998

december 1998, vägd enligt 1997 års konsumtion, och fem månader enligt de vikterna. Man kan säga att det sker ett successivt

senare utbyte av vikterna, vilket innebär att de totalt sett inte åldras.

Iett fastbasindex kan alla jämförelser, till priset av åldrande vikter,

tydlig och strikt tolkning avseende fix varukorg, Å andra ges en som en

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 55

sidan kan ett fastbasindex knappast för evigt. Så småningom måste

vara vikterna ersättas för att de skall uppfattas som relevanta för analyser

av den aktuella prisutvecklingen. När så sker blir omskrivningen

av inflationshistorien desto mer påtaglig, och det är tveksamt kritiken

om mot kedjeindexets successiva viktbyte egentligen är något argument för fastbasindex.

Analysera och tolka

Vissa användare behöver sätta sig in i hur indexet beräknas och ha möjliget att göra detaljerade analyser, framförallt på kort och medellång sikt, av effekten på index av faktiska och förväntade prisförändringar. Det bör också vara möjligt att bilda index för alternativa grupperingar av delindex, genom en enkel aritmetisk aggregeringsmetod utifrån delindextal och vägningstal.

De här behoven talar i första hand för ett fastbas Laspeyres-index, tätt följt av ett kedjeindex av Laspeyres-typ med en länkmånad som basperiod. Alternativ som innebär att man i efterhand lyfter in reviderade vikter innebär att alla analyser baserade på indexet blir mer komplexa. Av dessa alternativ är den nuvarande indexkonstmktionen samt alternativen baserade på Walshs och på Edgeworths indexformel de minst besvärliga. Med en avslutande länk enligt Laspeyres index

ges också goda förutsättningar för kortfristiga analyser. De geometriska indexen och CES-indexen f°ar, trots att de använder vikter från prisbasperioden, liksom Fishers och Tömqvists index, räknas som förhållandevis komplexa från användarsynpunkt.

Resursaspekter

Konsekvenserna av utredningens förslag berörs sammantaget i kapitel Resursbehovet beräknas skilja sig mycket litet mellan alternativen, varför den aspekten underordnad betydelse vid valet

är av indexkonstruktion. De kostnader främst påverkas valet

som av av indexkonstruktion är kostnaden för att bygga underhålla och driva

upp, ett rationellt produktionssystem. Lite förenklat kan vi säga att ett fastbasindex medför lägst kostnader, särskilt ett Laspeyres-index. Därefter följer kedjeindex av Laspeyres-typ, övriga kedjeindex med månad som prisbasperiod och slutligen kedjeindex med år-till-år-länkar baserade på ett aktuellt viktunderlag. Även kostnaderna för kvalitetssäkring, metodutveckling och metodunderhåll kan bedömas på sätt

vara samma stigande med den ökande komplexiteten i indexberäkningen.

56 Indexkonstruktion

Samordningen med HIKP innebär inga nämnvärda restriktioner för valet indexformel för huvudaggregaten. Merkostnaden för en

av skillnad i det här avseendet bedöms inte vara avgörande.

3.3.4 Val av grundläggande indexkonstruktion

Från det föregående avsnittet kan vi dra följande slutsatser:

0 Index enligt Paasche har ett negativt systematiskt fel och har inga

praktiska fördelar framför andra alternativ. 0 De geometriska indexen har alla ett inte obetydligt negativt

systematiskt fel. För användningen av index har de också nackdelar

jämfört med aritmetiska alternativ.

Ett kedjat Laspeyres-index med år som prisbasperiod drabbas,

liksom de indexaltemativ i efterhand lyfter in reviderade vikter,

som

hopp vid årsskiftena och eftersom Laspeyres-indexet dessutom är

av biased så är alternativet inte intressant.

0 Det finns inget skäl att välja ett index enligt Fisher eller Törnkvist.

Liksom de geometriska indexen är de väsentligt mer svår-

analyserade för användarna statistiken än ett index enligt Walsh,

av

också är ett superlativt index och som ger samma resultat.

som

Inget tyder på att med CES-indexen kan göra mer träffsäkra 0 man

prognoser av ett superlativt index, än vad man kan göra med en

Laspeyres-framskrivning av det senast beräknade Walsh-, Edgeworth- eller långtidsindexet. CES-indexet är också betydligt

svåranalyserat än de andra återstående alternativen. mer

Ett kvasi-superlativt index, ett kvasi-Edgeworth-index samt 0

dagens långtidsindex är möjligen måttligt biased. Eftersom de två

första utnyttjar samma viktunderlag som de riktiga superlativa

indexen, ligger deras utfall också närmare normen än långtids-

indexet, endast utnyttjar viktinfonnation från det senare året.

som

Vi har inga indikationer på att långtidsindexet skulle vara mindre

biased. Då det inte har några praktiska fördelar jämfört med de

Walsh- eller Edgeworth-liknande alternativen, bör hellre något av

dessa väljas.

Vid en jämförelse mellan dessa kvasi-index och riktiga index 0

enligt Walsh respektive Edgeworth, med år-till-år-länkar, framstår

de senare alternativen i flera avseenden som bättre. De har en klar

anknytning till indexteori, de är unbiased, de har bättre

förutsättningar för att hantera säsongvaror. Som konstateras nedan

är det möjligt att nå vissa fördelar genom att utsträcka den

avslutande Laspeyres-länken till att avse det andra året efter

viktåret. Potentialen för dessa förbättringar är större med år-till-år-

SOU 1999: 124 Indexkonstrukrion 57

länkar än med ett index med månad som prisbasperiod. Det beror på att de superlativa egenskaperna hos indexformeln blir mest framträdande då vikterna hänför sig till rätt perioder i förhållande till prisbas- och jämförelsperiodema. Ett index med år-till-år-länkar är å andra sidan något mer komplext. Skillnaden är dock liten, varför skälen klart överväger till fönnån för något dessa av alternativ.

De som nu återstår är två mycket lika alternativ och ett lite annorlunda:

0 ett kedjat Walsh-index med år-till-år-länkar och avslutande en Laspeyres-länk, 0 ett kedjat Edgeworth-index med år-till-år-länkar och en avslutande Laspeyres-länk, 0 ett kedjat index av Laspeyres-typ med december-till-månad-länkar, dvs. kedjade korttidsindex, samma konstruktion som gäller i I-HKP.

I varje valsituation bör det alternativ väljas det mest korrekta som ger

måttet på levnadskostnadsutvecklingen, kostnadema inte är

om

avskräckande. Helt klart är Walsh-Laspeyres och Edgeworth-Laspeyres

alternativen klart överlägsna mått, framför allt avsaknaden genom av systematiskt fel. Redan små fel, är systematiska, leder efter tid som en till betydande oönskade omfördelningar när index används för att reglera penningbelopp över längre tidsperioder. Merkostnaden för de mer ambitiösa alternativen bedöms heller inte den storleksvara av ordningen att det kan påverka valet. Svårare är det att bestämma vilken indexformel Walshs eller Edgeworths bör väljas för år-till-år- - - som länkarna. Dessa båda alternativ förefaller i det närmaste helt vara utbytbara. Båda kan tolkas prisutvecklingen avseende viss, för som en de båda åren genomsnittlig, varukorg. De kan båda beräknas ett som aritmetiskt vägt genomsnitt delindextalen. av Edgeworths formel definierar varukorgen som det aritmetiska genomsnittet av de båda årskorgama, eller summan dem, medan den av i Walshs indexformel är ett geometriskt genomsnitt. Det senare uppfattas ofta som mindre konkret. För den praktiska beräkningen och användningen av indexet innebär den omständigheten dock ingen skillnad. För Walsh talar att det är ett superlativt index och att det visats ha de egenskaper som ger de bästa förutsättningarna att approximera ett sant levnadskostnadsindex. Det därvid skiljer det som från index enligt Edgeworth är att det är helt symmetriskt med avseende på de jämförda perioderna. I praktiken är det liten av betydelse när konsumtionsvolymema endast ändras måttligt mellan intilliggande år. En aspekt som- talar för Walshs index är att det

58 Indexkonstruktion

möjliggör likartad och enkel indexstruktur från lägsta till högsta

en aggregeringsnivån. Nästa avsnitt behandlar beräkningarna på lägre nivå.

Slutsatsen

Indexet bör ett kedjat år-till-år-index enligt Walshs indexfonnel

vara uttrycken 3.13-3.15 ovan, och med till varje årsindex kedjad år-

en till-månad-länk enligt Laspeyres indexfonnel uttrycken 3.3-3.4 ovan. Den förhållandet mellan prisläget den aktuella månaden

senare anger och det genomsnittliga prisläget under kalenderåret två år tidigare.

Denna indexkonstruktion gör det möjligt att utnyttja de mer fullständiga årsberäkningama som underlag för att bestämma vikterna. Som framgått har den revidering som då görs jämfört med de

ovan preliminära beräkningarna i sig ingen stor betydelse för indexutfallet. Mer väsentligt är att också detaljerad konsumtionsstatistik kan

mer göras tillgänglig under mellantiden, vilket innebär att Walsh-formeln kan tillämpas på i vissa fall väsentligt mer detaljerad nivå än annars.

en Den längre Laspeyres-länken innebär också att mycket av det praktiska arbetet med viktrevisionen kan spridas ut under längre tid, istället

en för att koncentrerat till ett fåtal veckor i början av varje år.

som nu vara

3.4 Index nivåt

på detaljerad

3.4.1 Allmänna utgångspunkter

När vi går längre i indexhierarkin har vi inte tillgång till ett lika

ner aktuellt viktunderlag som på den högsta nivån, där delindextal vägs

till ett totalindex. Det är därför inte möjligt att på detaljerad samman nivå, i början ett visst år beräkna år-till-år-länk enligt Walshs

av y, en indexfonnel anger prisläget år y-2 i förhållande till prisläget år y-3.

som Det viktunderlag finns i bästa fall konsumtionen under år y-

som avser

I sämsta fall är det inte möjligt eller realistiskt att överhuvud taget få tillgängligt ett viktunderlag, ens med dålig aktualitet. Det senare är i allmänhet fallet när det gäller indexberäkningen på den lägsta nivån

de elementära aggregaten där enskilda prisnoteringar kombineras till

index avseende specifika varor eller tjänster.

6För grundlig genomgång allmänna utgångspunkter avseende index

en mer av på detaljerad nivå, hänvisas till Bilaga avsnitten 5.1 och 5.2, liksom vad avser en mer teknisk framställning av förslagen, avsnitten 5 .3-5.5 samt Annex 2 i bilagan.

SOU 1999: 124 Indexkonstrulaion 59

Då det inte är möjligt att observera hushållens konsumtionsval i såväl bas- som jämförelseperioden måste indexberäkningen bygga på en föreställning om hur konsumtionens sammansättning förändras från den ena perioden till den andra. Man kan inte förutsätta att konsumtionens volymmässiga sammansättning är oförändrad, inte den ens om faktiska sammansättningen under såväl basperioden under jämsom förelseperioden är okänd. Anledningen är det negativa samband i som allmänhet finns mellan förändrade relativpriser och konsumerade kvantiteter, och innebär att oförändrad värdemässig som en sammansättning a priori är ett lika berättigat antagande. Frågan är därför närmast vilken indexfonnel kan sägas vila på som de mest realistiska antagandena om konsumenternas beteende eller, mer specifikt, olika varors och tjänsters substitutionselasticitet. Klart är att en indexformel, som innebär att räknar aritmetiska genomsnitt man av indextal eller priskvoter utifrån historiskt observerade eller antaget lika värdevikter, är konsistent med helt oelastisk efterfrågan en oförändrade volymandelar. Vad kan uppfattas realistiskt är som som dock inte uppenbart. Av genomgången i bilaga 3 framgår att det underlag som finns för att ta ställning till denna fråga är ganska begränsat. Två tentativa slutsatser är dock:

0 att substitutionselasticiteten för större kategorier eller av varor tjänster varierar från nästan oelastisk 0 till gott och väl än mer nonnalelastisk -1. 0 att substitutionselasticiteten på mer detaljerade nivåer, särskilt elementära aggregat, vanligtvis är större i absoluta tal och ofta väsentligt lägre än för olika konkurrerande fabrikat.

Man har alltså i allmänhet anledning att förvänta relativt sett större en anpassning av konsumtionen till inträffade relativprisfcirändringar mer detaljerad uppdelning konsumtionen studeras. Således, av som om relativpriset på t.ex. glass ökar så är den relativa minskningen glassav konsumtionen större än vad den relativa minskningen livsmedelsav konsumtionen skulle vara vid lika stor relativprisökning på livsen medel. Om relativpriset på viss typ glass ökar så är den relativa en av minskningen av konsumtionen av den glassen större än vad den relativa minskningen av den totala glasskonsumtionen skulle vid lika vara en stor allmän relativprisökning på glass. Mot den här bakgrunden, och mot bakgrund den i Bilaga 3 av avsnitt 4.4.3, punkt 4 skattade substitutionselasticiteten 0,4 avseende den högsta aggregeringsnivån, får ett generellt antagande normalom elastisk efterfrågan på aggregeringsnivåer under huvudaggregaten bedömas vara mer realistiskt än ett antagande helt oelastisk efterom

60 Indexkonstruktion

frågan. Valet beräkningsformel bör därför i allmänhet göras utifrån

av antagandet om nonnalelastisk efterfrågan.

3.4.2 Index för intermediära

aggregat

Det vi kallar intermediära aggregat kan lämpligen delas upp i två nivåer:

dels låg nivå, där index för elementära aggregat kombineras till 0 en

index avseende 200-400 och tjänster, som kan vara

ca. varor

intressanta att använda byggstenar i olika typer redovis-

som av

ningar och analyser, och

dels högre nivå, där dessa index kombineras till index för ända- 0 en

mål eller allmänt till de kategorier för vilka konsumtions-

mer

skattningar avseende viktperioden finns tillgängliga.

Det är naturligt att inte båda nivåerna uppträder på varje konsumtionsomxåde, liksom att nivå kan vara uppdelad i flera aggregeringssteg.

en

För många användare statistiken har det betydande praktiska

av fördelar på den högre nivån, där de 200-400 kategorierna

om man kombineras till ändamål eller motsvarande, tillämpar aritmetisk

en aggregering. För beräkningen år-tilI-år-Iänken föreslår jag att denna

av utformas approximation ett Walsh-index, baserad på

som en av antagandet att den värdemässiga fördelningen av konsumtionen inte förändras året till det andra. Undantag från detta bör göras

från det ena på sådana konsumtionsområden där det kan göras troligt att relativprisförändringar inte leder till någon nämnvärd förändring av konsumtionens volymmässiga sammansättning. I de fallen är det mer rimligt att utgå ifrån att den volymmässiga fördelningen av konsumtionen är oförändrad.

År-till-månad-länken på denna högre intermediära nivå bör dock, i likhet med den grundläggande indexkonstruktionen, i sin helhet beräknas såsom index Laspeyres-typ, dvs. med underlaget till

av vikterna hämtat från prisbasperioden eller en ännu tidigare period. Också här skulle det vara möjligt att tillämpa samma beräkningsformel

i år-till-år-länken. Det innebär att vägningstalen varierar från som månad till månad, vilket förvisso inte skall tas som intäkt för att indexet visar fel, som likväl är en oönskad och opraktisk

men egenskap, t.ex. när önskar analysera effekten på index av prisför-

man ändringar på olika områden.

lntermediära aggregat på den lägre nivån föreslås däremot beräknas

approximationer Walsh-indexet, liksom ovan under antagande som av

oförändrade värdeandelar. Det gäller i det fallet såväl år-till-årom

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 61

länken som år-till-månad-länken. De skäl som ovan anfördes emot en sådan beräkning i år-till-månad-länken har inte alls samma relevans här, eftersom komponenter av det resulterande indexet i allmänhet inte är föremål för analyser. Snarare uppfattas index på den här nivån som avseende en bestämd vara eller tjänst.

Även här kan undantag göras för sådana där det är uppenbart

varor att efterfrågan är oelastisk. Det kan vara fallet t.ex. när aggregeringen enbart har en geografisk dimension, över kommuner avseende kommunala taxor eller över landsting avseende avgifter för läkarvård.

3.4.3 Index för elementära

aggregat

Vid beräkning av elementära aggregat saknas information om försäljningen per butik eller motsvarande av olika varor. Beräkningen görs därför under det förenklade antagandet att försäljningsvärdet eller försäljningsvolymen per butik är lika stor. I en del fall kan något allmänt storleksmått för butikerna utnyttjas.

För beräkning av index för elementära aggregat föreslås samma Walsh-approximation som på den lägre intermediära nivån. Det innebär att ett likartat beräkningssätt kan tillämpas på alla nivåer i indexberäkningen. Då det knappast är möjligt att numeriskt skilja utfallet av Walsh-approximationen från utfallet av ett geometriskt index, är det inget som hindrar att Walsh-approximationen tillämpas också i I-HKP. De beräkningsforrnler för elementära aggregat som tillåts i HIKP är det geometriska indexet och kvoten mellan aritmetiska medelpriser, samt sådana alternativa indexfonnler som inte ger avvikande resultat. Det geometriska indexet är dock en etablerad indexform och som fått en allt större spridning internationellt. Om detta uppfattas som en viktigare aspekt än de praktiska som anfördes ovan, är det inget som hindrar att index för elementära aggregat beräknas som ett geometriskt index.

Den nuvarande beräkningsfonneln har viss anknytning till den

nuvarande grundläggande indexkonstruktionen och ger också den, resultat som ligger mycket nära det geometriska indexet. Med en annan indexkonstruktion på högre aggregeringsnivâer är den nuvarande beräkningsformeln emellertid svår att motivera.

Kvoten mellan aritmetiska medelpriser kan vara en försvarbar beräkningsfonnel vid helt oelastisk efterfrågan och på sådana marknader där nollpriser förekommer. Den är dock generellt sett inget idealiskt alternativ, eftersom elementära aggregat vanligtvis består av mer eller mindre heterogena produkter, med olika prisnivåer. Den okända kvantitets- vikten antas vara densamma för alla

3 19~2022Konsumentprisindex

62 Indexkonstruktion SOU 1999: 124

noteringar, varför de mer exklusiva och dyrare varianterna tenderar att dominera indexutvecklingen.

Aritmetiskt medeltal av priskvoter är en indexfonnel som åtminstone tidigare kommit ifråga för elementära aggregat. Även det alternativet är konsistent med en helt oelastisk efterfrågan. Men för att den formeln inte skall ha en överskattande bias krävs dessutom, att de antaget normalt lika värdeviktema justeras med hänsyn till de priser som råder vid prisbastidpunkten. Armars kommer butiker med ett tillfälligt högt pris vid prisbastidpunkten att få en för liten vikt, och butiker med ett tillfälligt lågt pris en för stor vikt. I praktiken är en sådan justering emellertid inte möjlig eftersom den normala prisnivån är okänd i butiker som är nya i urvalet.

3.5 Säsongsvariation

Direktiven:

Utredaren skall ange vilka principer som skall vara vägledande för hante-

ring av säsongsvariationer i tillgång och pris.

3.5.1 Allmänt Säsongsvariation

om

Med säsongsvariation menar vi i allmänhet att utvecklingen av priser och/ eller konsumerade kvantiteter under loppet av ett år påverkas av ett mer eller mindre regelbundet säsongsmönster. Bakomliggande orsaker till säsongsvariationer är dels klimat och dels konventioner eller institutionella faktorer som t.ex. julhandeln. De påverkar dels tillgången på, eller produktionskostnadema för, vissa typer av varor och tjänster och dels hushållens värdering av olika varor och tjänster.

Orsaker till säsongsvarierande konsumtionsmönster och priser hänför sig således till utbuds- och/eller efterfrågesidan. Konsekvensen för prisindexberäkningar är att jämförelser mellan säsongsolika perioder försvåras i vissa avseenden. Det finns här anledning att peka på två viktiga avgränsningar.

För det första medför en systematisk Säsongsvariation inga principiella problem för indexberäkningen, när det gäller jämförelser mellan hela år eller, mer allmänt, hela tolvmånadersperioder. För den här föreslagna indexformeln innebär detta, att beräkningar av årslänkar inte kompliceras genom förekomsten av sådan säsongsvariation. Inte heller beräkning av prisutvecklingen mellan samma månader olika år tolvmånaderstal påverkas av systematisk Säsongsvariation.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 63

För det andra då det gäller jämförelser mellan säsongsolika perioder t.ex. mellan olika månader eller mellan en månad och ett

årsgenomsnitt uppkommer problem av principiell art endast om

säsongsvariationen helt eller delvis kan hänföras i variationer i efterfrågan över året. Om priserna på vissa varor och därmed också de efterfrågade kvantitetema varierar till följd av att tillgång eller utbud skiljer sig mellan olika delar av året, skall dessa prisskillnader direkt avspeglas i index. Praktiska mätproblem uppkommer i dessa fall om vissa efterfrågade varor eller tjänster överhuvud taget inte finns tillgängliga under vissa månader eller om de skiftar i kvalitet.

Uppgiften för KPI är således att mäta den faktiska prisutvecklingen, inte att vara ett säsongrensat mått i vanlig bemärkelse. Det hindrar givetvis inte att man, vid sidan av det officiella KPI, också skulle kunna tillhandahålla säsongrensade prisserier i den mån sådana efterfrågas. I Sverige, där alla tunga användningar av index baseras på årsvisa jämförelser eller tolvmånaderstal, är dock troligen efterfrågan på sådana mått starkt begränsad.

De betydelsefulla, och svårhanterade, problemen vad gäller säsongsvariation, och som är av principiell art, uppkommer som följd av att hushållens värdering av vissa varor eller tjänster kan skilja sig mellan olika delar av året. Det inte möjligt att uttala sig om skillnaden i kostnad för en viss standard, mellan säg två olika månader, om produkternas bidrag till hushållens levnadsstandard är beroende av säsongen. Det är i princip problem som uppstår i den mån som

samma kvaliteten på t.ex. vissa fárskvaror varierar med säsongen.

Oavsett om det handlar om objektivt konstaterade kvalitetsskillnader t.ex. för grönsaker eller att hushållens värdering av

om samma produkt t.ex. glass eller månadskort för kollektivresor beror på årstiden, behövs ett slags kvalitetsjustering av prisindex. När det gäller utredningens förslag till indexkonstruktion är detta ett problem som gäller beräkningen av år-till-månad-länkama. Det kommer att diskuteras mer utförligt i nästa avsnitt. Frågor om säsongvariation behandlas också i Bilaga

3.5.2 månadsindex

Beräkning av

Det konsumentprisindex som föreslås i denna utredning är i princip ett årsindex. Det syftar till att beskriva hur hushållens kostnad för en årskonsumtion av oförändrad standard utvecklas över tiden. Det innebär att också indexets avslutande år-till-månad-länk bör i görligaste

mån approximera prisutvecklingen för en årskonsumtion.

64 Indexkonstruktion

Att tolka ett år-till-månad-index som ett mått på kostnadsförändringen för oförändrad levnadsstandard innebär att man implicit eller explicit bestämt de hypotetiska priser, som skulle ha observerats,

det varit möjligt att varje månad upprepa hushållens köp under hela om basâret. Med implicit menar vi att metoden valts ad hoc utifrån praktiska överväganden. Med explicit avses att man gör ett specifikt val

säsongs- eller kvalitetsrensningsmetod. Inte i det senare fallet av ens kan man emellertid göra anspråk på att mäta prisutvecklingen för säsongvaroma med någon högre grad av precision.

Inom ramen för givna preferenser kan konsumtionen av vissa varor och tjänster värderas olika beroende på säsong. Låt oss anta att för

exempelvis vinterjackor, lokaltrañkens periodkort och resor till olika

turistorter speglar de systematiska prisvariationema över året sådana skillnader i värdering/efterfrågan snarare än utbudsskillnader. En

kvalitetsjusterad prisutveckling kan då imputeras genom säsongsrensning, där säsongsfaktorema skattas utifrån historiska prisdata, t.ex.

för vinterkläder, eller bestäms utifrån basårets taxor, t.ex. för lokaltrafik. Ett alternativ som på en del områden kanske är mer praktiskt, är att betrakta konsumtion under olika säsonger som olika varor, så som redan sker i ett fåtal fall.

Det finns emellertid också varor med över året varierande efterfrågan, där priserna inte på samma sätt varierar säsongsmässigt. Glass och hotellrum ej turisthotell kan tjäna som exempel. För varor där produktionsvolymen lätt kan anpassas till efterfrågan, t.ex. glass, är priserna praktiskt taget desamma hela året, trots att efterfrågan varierar med årstiden. Hotellprisema är t.o.m. lägre under sommaren, då hushållens efterfrågan och värdering av tjänsterna vanligen är högst. Orsaken är här att annan efterfrågan pâ samma tjänster från affars- och andra tjänsteresor varierar i motsatt riktning mot hushållens.

När vi inte kan tolka de säsongsmässiga prisskillnadema som uttryck för skillnader i hushållens värdering finns det knappast något alternativ till att tillämpa de observerade aktuella priserna som mått på den aktuella prisnivån avseende också de köp som görs under andra säsonger. Konsekvensen blir i exemplen ovan, att index avseende de aktuella varorna tenderar att bidra till en överskattning av kostnaderna för en oförändrad levnadsstandard de tider på året då tillgången till varorna värderas högt och vice versa.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 65

Slutsatser:

För varor och tjänster som hushållen värderar på i stort sett samma

sätt i förhållande till annan konsumtion, oberoende av säsong, kan

de observerade priserna under respektive månad betraktas som

avseende kvalitetsmässigt likvärdiga köp, och de kan därför ligga

till grund för en direkt prisjämförelse. Det gäller oavsett om utbudet varierar eller inte.

Då observerade säsongsmässiga prisskillnader bedöms vara ett

resultat av över året varierande efterfrågan, och inte i nämnvärd om-

fattning beror på skillnader i utbud, bör prisskillnadema tolkas som

uttryck för en kva1itetsski1lnad mellan köp under olika säsonger

och följaktligen bör de inte komma till uttryck i indexförändringar.

För andra varor och tjänster, där orsakerna till säsongvariationer i

priser och/eller kvantiteter i betydande omfattning är sammansatt av

impulser från såväl utbuds- som efterfrågesidan, vore det

principiellt riktiga att göra kvalitetsjusterad jämförelse med

en

avseende på den senare faktorn. I praktiken finns dock i det här

fallet inget underlag för en sådan justering, varför de observerbara priserna får användas för en direkt jämförelse.

De praktiska konsekvenserna är att indexberäkningama för de allra flesta produkter, liksom nu, anger utvecklingen av de aktuella observerade priserna. På ett begränsat antal områden kan det dock finnas stöd för att mäta den säsongs- eller kvalitetsrensade prisutvecklingen, nämligen på sådana produkter som kan hänföras till punkten 2. ovan. Möjligen kan kollektivtrafik och turistresor, säsongsbetonade beklädnadsvaror och några fler områden vara kandidater.

När det gäller val av imputeringsmetod, då det inte är möjligt notera ett aktuellt pris p.g.a. att produkten är säsongsmässigt borta från marknaden, avstår jag från att anvisa praktiska riktlinjer. I den mån som bristen beror på en oförmåga från marknaden att tillgodose en existerande efterfrågan bör dock situationen tolkas som bidragande till

säsongsmässigt högre levnadskostnad. Om orsaken istället är en en säsongsmässig frånvaro av efterfrågan kan situationen inte tolkas så.

Trots de principiella, och i viss mån praktiska, invändningama är det min mening att det är möjligt att ganska tillförlitlig bild av

ge en levnadskostnadsutvecklingen, också mellan säsongsolika perioder. Det finns heller inte skäl att kräva en stor exakthet i de månadsvisa jämförelsema om tillämpningama kan anpassas så att de vilar på säsongslika

perioder. För stabiliseringspolitiska syften är det också framför allt

tolvmånaderstal som ligger till grund för den kortperiodiska analysen.

66 Indexkonstruktion SOU 1999: l 24

3.6 Mätperioden

Direktivens

Idag görs prisinsamling till konsumentprisindex under den vecka den som 15 i månaden infaller. För vissa varor och tjänster insamlas priser per den 15 i månaden. Utredaren skall slå fast om index skall avse den genomsnittliga prisnivån under en månad eller vid en viss tidpunkt.

Det föreslagna konsumentprisindexet skall tolkas som ett mått på

förhållandet mellan kostnaden för viss levnadsstandard vid olika en

prissituationer. Det har tidigare i kapitlet framhållits att år är de

perioder för vilka det är meningsfullt att ställa de samman konsumtionsdata som skall ligga till grund för indexberäkningen. De priser som svarar mot en ârskonsumtion, och som hushållen beaktat vid konsumtionsvalet, är de kvantitetsvägda genomsnitten alla de priser av som tillämpades under respektive år. Indexet är därför per definition en jämförelse mellan prisläget under olika tidsperioder och inte vid olika

tidpunkter.

Det kan vara lämpligt att även mer direkt pröva frågan period om

kontra tidpunkt mot bakgrund indexets huvudanvändningar:

av Det råder inte någon tvekan att ett index, används för om som

deflatering av konsumtionsbelopp inom nationalräkenskapema eller

av detaljhandelns omsättning, liksom ett index som används för beräkning av realinkomstutvecklingen, måste avse de perioder som de aktuella beloppen hänför sig till, dvs. normalt hela månader, kvartal eller år.

Även vid kompensationstillämpningar är det naturligt

mest att anknyta till under perioder faktiskt upplupna förändringar kostnaden av för en oförändrad levnadsstandard. Om avsikten med indexering en endast är att anpassa ett visst belopp till ett aktuellt prisläge är det mindre klart. Emellertid är det knappast i något sammanhang fördel en att knyta kompensationen till en tidpunkt, om den därmed riskerar att bestämmas av ett tillfälligt högt eller tillfälligt lågt prisläge. Också i stabiliseringspolitiska sammanhang torde man vara mer betjänt av ett genomsnittsmått för en period än ett mått avseende av en viss tidpunkt under perioden, kan påverkas tillfälliga faktorer. som av

Å andra sidan kan möjligen utvecklingen åskådliggöras lättare, den

om hänför sig till två bestämda tidpunkter istället för till två perioder. Vid

genomsnittsmätningar kommer effekten av en prisförändring

som

inträffar någon annan dag än den första i månaden att delas på två upp månadsindex. Den delen redovisas på månad priset ena samma som ändrats och den återstående delen följande månad. Ett index med

genomsnittsmätningar kan därför vara något mer svåranalyserat.

SOU 1999: 124 Indexkonstruktion 67

Trots att indexet skall tolkas ett genomsnittsmått, är det inte

som självklart att prismätningarna bör spridas ut över hela månaden. För

och tjänster, där priserna i allmänhet inte ändras nämnvärt många varor under loppet månad, skulle det sakna betydelse. I de fallen torde

av en det nuvarande förfarandet med prisinsamling den 15:e i månaden, eller den vecka den 15:e infaller, ändamålsenligt. På del områden

vara en kan det emellertid finns skäl att överväga andra alternativ. Då sådana kan resurskrävande, måste avvägning göras mot de andra

vara mer en åtgärder kan vidtas för att öka indexets tillförlitlighet.

som

SOU 1999: 124 69

4 Boendekostnad i och

egnahem

bostadsrätt

4.1 varor i allmänhet

Varaktiga

Redan inledningsvis framhölls att den mest näraliggande tolkningen av ett genomsnittsmått på konsumentprisemas utveckling är att det syftar till att ange hur mycket hushållens kostnader för en viss konsumtion förändras. Med kostnader menas de belopp som ett hushåll avstår från för konsumtionen under en period och de utgörs 0 dels av sådana belopp som hushållen erlägger som ersättning för de

icke varaktiga varor och tjänster som hushållet köper och förbrukar under perioden och

0 dels av sådana belopp som hushållen avstår från när man äger och

under perioden själv utnyttjar varaktiga varor för konsumtion, istället för att:

avstå ifrån dem och ha kapitalvärdet placerad mot en avkast-

-

ning; alternativt

låta ett annat hushåll använda dem mot gällande marknadshyra.

-

4.1.1 Hyresekvivalentansatsen

För tjänster och icke varaktiga varor, dvs. sådana varor som är avsedda att förbrukas i nära anslutning till anskaffningstidpunkten, är periodens kostnad alltså lika med vad hushållen fått köpa dem för. I det andra fallet, dvs. med varaktiga varor, blir det mer komplicerat. Att själv avstå från att nyttja sina ägodelar, för att istället hyra ut dem, upplevs emellertid endast i undantagsfall ett realistiskt alternativ. Men om

som det finns en fri och väl utvecklad hyresmarkand är de belopp som skulle kunna erhållas i hyra ett i högsta grad adekvat uttryck för hur mycket pengar hushållet avstår från för sin konsumtion. Ett annat sätt att se saken är följande:

På en perfekt marknad bestäms hyran av uthyramas totala kostnader. Om det då råder samma villkor för en konsument som själv äger

70 Boendekostnadi egnahem och bostadsrätt SOU 1999: 124

exempelvis sin bostad, som för hyresvärdar som hyr ut ekvivalenta bostäder, kan man dra slutsatsen att boendekostnaden för dem som äger sin bostad är densamma som hyran för motsvarande bostäder. De här synsätten motiverar hyresekvivalentansatsen metod för att i

som nationalräkenskapema skatta nyttjandevärdet av egnahem och bostadsrättslägenheter samt i fiera länders motsvarigheter till konsumentprisindex som metod för att skatta utvecklingen av boendekostnaden i egnahem och ägarlägenheter.

4. 1 Altemativkostnadsansatsen

I avsaknad av en hyresmarknad är alternativet närmast att kalkylera och summera de olika kostnadsposter som innehavet för med sig. Anta att ett hushåll äger en bil som är värd 150.000 kronor. Om bilen efter ett år kan säljas för 120.000 kronor är skillnaden värdeminskningen på

- 30.000 kronor en kostnad för hushållet. Tillsammans med en

fmansieringskostnad för det egna och lånade kapital som placerats i bilen, utgör värdeminskningen hushållets kapitalkostnad för bilkonsumtionen. Därutöver tillkommer kostnader för drift, underhåll m.m. Det här sättet att betrakta kapitalkostnaden brukar kallas alternativkostnadsansatsen, eftersom den jämför de ekonomiska konsekvenserna av att äga varan under den aktuella perioden med alternativet att ha motsvarande kapital placerat mot ränta.

4.1.3 En partiell kostnadsansats

Användningen av index för kompensationsändamål syftar till att värdesäkra, eller bevara köpkraften hos, specifika penninginkomster: pensioner, sociala förmåner, löner och andra ersättningar, avkastningen på realränteobligationer etc. En annan näraliggande användning är att beräkna förändringen av reallöner eller realinkomster.

Både altemativkostnadsansatsen och hyresekvivalentansatsen avser att beskriva utvecklingen av egnahemsägarens totala kostnader för boende, inkl. de belopp fastighetsägaren avstår ifrån i ränta på eget

som kapital. En förändring av dessa belopp innebär dock inte att egnahemsägaren fått det bättre eller sämre. Vid en förändring kan hushållet fortsätta att avstå från den alternativa avkastningen och fortsätta att konsumera i omfattning. Om man ser indexets uppgift som

samma att bilda underlag för reglering av hushållens totala penninginkomster, kan därför det fullständiga kostnadsuttrycket, inkl. kostnader för ränta på eget kapital, uppfattas som för omfattande.

SOU 1999: 124 Boendekosmad i egnahem och bostadsrätt 71

Starka skäl talar emellertid emot alternativet att söka bestämma ett kompensationsbehov grundat på ett sådant inkomstbegrepp. Den reala marknadsräntan liksom skattereglema för kapitalinkomst och

realisationsvinst påverkar hushållens ekonomi på flera olika sätt och

inte enbart via inverkan på boendekostnadema i egnahem. Då hushållen har såväl räntebärande finansiella tillgångar som finansiella skulder, går effekterna i olika riktning för olika hushåll. En representativ eller genomsnittlig inverkan på hushållens konsumtionsutrymme är i praktiken omöjlig att beräkna. Att ensidigt beakta de konsekvenser som har att göra med utgiftsräntor för bostadslån utgör enligt min mening inte någon fördel, då index används för

kompensationsändamål.

4. l Nettoanskaffningsmetoden

Även har lång fysisk livslängd kan den ekonomiska livs-

om en vara längden, dvs. den tid under vilken varan har ett betydande värde på en andrahands- eller hyresmarknad, vara väsentligt kortare. För sådana varor är värdeminskningen stor i förhållande till finansieringskostnaden. De belopp hushållen erlägger ersättning för nya varor

som speglar i sådana fall ganska väl deras kostnader för konsumtionen. En mycket förenklad metod för att uppskatta värdet av hushållens konsumtion av varaktiga varor är därför att mäta för hur stora belopp som hushållen netto anskaffar varor från andra sektorer av ekonomin. Med undantag för boendet är det en sådan nettoanskaflhingsmetod som tillämpas i nationalräkenskapema. Ett prisindex utgår från

som nettoanskaffningsmetoden mäter utvecklingen av de priser som hushushållen får erlägga för varor som köpts under en viss period. I vilken utsträckning de faktiskt förbrukats, liksom fmansieringskostnadema, saknar då betydelse. I praktiken behandlas de varaktiga varorna på samma sätt som icke varaktiga varor och tjänster. Det är den här metoden som tillämpas i KPI för alla varaktiga varor utom bostäder. Detsamma gäller i alla andra länder, möjligen med något undantag.

Vissa varor har i och för sig en synnerligen utsträckt ekonomisk livslängd. Dit kan t.ex. räknas: smycken, konstföremål, vissa möbler och segelbåtar. Bostäder intar dock en särställning bland dessa, när det gäller konsekvenser för hushållens ekonomi. När det gäller bilar är det också lätt att visa att värdeminskningen normalt utgör en betydande och väsentligt större del av kostnaden än finansieringskostnaden. Förändringen av priserna på de bilar som hushållen anskaffar ger därför ett betydande bidrag till att beskriva bilkostnadsutvecklingen. Det ligger utanför mitt uppdrag att föreslå preciserade riktlinjer vad gäller

72 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt

andra varaktiga än bostäder, och jag har därför inte prövat om det

varor finns skäl för att i något fall frångå den nuvarande anskaffningsmetoden.

4.2 Nuvarande metoder i Sverige och andra

länder

Internationellt finns ingen entydig praxis for hur bostadsposten skall beräknas i ett konsumentprisindex. Internationella överenskommelser

ILO:s konvention om arbetsmarknadsstatistik ger också ett mycket som stort spelrum när det gäller valet av metod. Ett undantag utgör harmoniserad index för konsumentpriser, HIKP, som beräknas enligt

detaljerade, och for EU/EES-ländema bindande, regler. mer

Sverige

I det svenska konsumentprisindexet, KPI, beräknas delindexet för boendekostnader i egnahem f.n. i stort sett enligt de riktlinjer som lades fast 1955 års bostadsindexutredning. I del avseenden har

av en ändringar skett efter beslut av nämnden för konsumentprisindex.

Konsumtionsvärdet vikten för egnahemsboende, exkl. och uppvämming, baseras på nationalräkenskapema. Det innebär att bostadskonsumtionen skattas i termer av bostadsyta, vilken åsätts en kvadratmeterhyra hämtad från hyresmarknaden och som justerats så att hänsyn tas till egnahemsägarens tillgång till biyta, trädgård etc.

Indexet för egnahemsboende är ett vägt genomsnitt ett antal

av delindex:

Räntekostnader Avskrivningar Fastighetsskatt

Försäkringsavgifter

Reparationer och underhåll, köpta tjänster Reparationer och underhåll, varor Vatten och avlopp, renhållning samt sotning Tomträttsavgäld

Egnahemsvikten fördelas mellan delindextalen på basis av direkta skattningar de olika kostnadsbeloppens storlek. Räntekostnadema

av beräknas därvid på det belopp de nuvarande ägarna faktiskt

som

Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 73

nedlagt i fastigheten, antas belastas med en ñnansieringskostnad

som motsvarande den genomsnittliga räntesatsen på utestående lån för bostadsändamål i småhus. Kostnaderna för avskrivningar skattas som 1,4 procent det aktuella marknadsvärdet.

av

Delindexet för räntekostnader beräknas på ett sätt som är konsistent med den kalkyl ligger till grund för fördelningen av den totala

som egnahemsvikten. Det innebär att indexet påverkas såväl av förändringar i det nedlagda kapitalet förändringar avseende den genom-

som av snittliga räntan på bostadslånen. En förändring det nedlagda

av kapitalet beror på real förändring av bostadsstocken tillåts dock

som en inte påverka index, eftersom avsikten är att mäta förändringen av kostnaden för oförändrad standard. De förändringar som tillåts

en påverka kapitalstocken är därför dels sådana som beror på att fastigheterna bytt ägare så att köpeskillingen förändrats och dels sådana

beror på att priserna förändrats på den andel av stocken som under som en period utgörs av nytillkomna bostäder.

Den genomsnittliga räntan på bostadslånen är ett vägt genomsnitt av räntesatser för olika typer lån. De räntesatser som anses gälla en viss

av månad för lån med bunden ränta är ett rullande genomsnitt av de nyutlåningsräntor tillämpats de senaste 60 månaderna för lån med 5 års

som räntebindningstid, respektive de senaste 24 månaderna för lån med 2 års räntebindningstid. De förra får i beräkningarna representera samtliga lån med 5 års eller längre räntebindningstid, medan de senare representerar lån där räntan bundits för kortare tid.

Delindexet för avskrivningar sätts lika med indexet för reparationer och underhåll- genomsnittet för köpta tjänster och varor. T.o.m. 1998 utgjordes indexet ett byggnadsprisindex för fárdigställda småhus.

av

Någon motsvarande beräkning avseende bostadsrättslägenheter görs inte. I index förutsätts boendekostnaden istället utvecklas på samma sätt som för hyreslägenheter.

Andra länder

Den brittiska statistikmyndigheten gjorde 1994 en kartläggning av vilka metoder tillämpades internationellt för beräkning av bostads-

som postens egnahemsdel. Kartläggningen avsåg samtliga nuvarande EUländer samt Australien, Canada, Japan, Norge, Nya Zeeland, Schweiz och USA.

Av de undersökta länderna var det sex som utelämnade boendekostnader i egnahem, utom driftskostnader etc.:

1Köpeskilling plus belopp nedlagda i och tillbyggnader.

om-

74 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 1999: 124

0 Frankrike 0 Italien 0 Spanien

Grekland Luxemburg Österrike 0 0 0

Nio länder tillämpade en hyresekvivalentansats, dvs. boendekostnaden förutsätts utvecklas på samma sätt för ägda bostäder för hyrda:

som

o Belgien 0 Nederländerna 0 Schweiz 0 Danmark Norge Tyskland

0 0 0 Japan o Portugal 0 USA

Fyra länder tillämpade någon form kostnadskalkyl:

av

0 Canada 0 Storbritannien

0 Finland Sverige

De begränsade kostnadsuttryck som används i dessa fall, särskilt de i Canada, Finland och Storbritannien, ligger nära vad man uppfattar

som hushållens boendeutgifier. Det faktum att tagit med

man en avskrivningspost förslitning har motiverat benämningen kostnadskalkyl.

Ränteposten avser i Canada, Finland och Storbritannien räntan på det lånade kapitalet, medan de i Sverige omfattar ränta på hela det historiskt nedlagda kapitalet. Låne-/kapitalstocken räntekostnaden

som

beräknas på förutsätts i Canada och Storbritannien, liksom i Sverige, ändras främst i samband med att husen byter ägare och i den utsträckning som huset då stigit eller fallit i värde sedan förra överlåtelsen. I Canada och Storbritannien förutsätts omsättningen ske på ett sådant sätt att varken den genomsnittliga innehavstiden eller fördelningen på olika innehavstider förändras. Det innebär att dessa index inte påverkas av skillnader mellan åren avseende de faktiskt omsatta husen. I Sverige däremot har valts en ansats som innebär att variationer i hur många hus som omsätts samt de omsatta husens tidigare ägaráistoria påverkar utvecklingen av indexet. Ett år med stor omsättning tenderar därför indexet att stiga mer än ett år med liten omsättning, eftersom fler hus f°ar nya högre köpeskillingar. Vidare, ett år då många hus omsätts som varit i samma ägo länge tenderar indexet att stiga mer än ett år då omsättningen domineras hus bytt ägare

av som mer nyligen I Finland slutligen, förutsätts lånestocken vara nominellt oförändrad över tiden. Endast i Storbritannien påverkas beräkningen

av

möjligheten att göra avdrag för utgiftsräntor.

2 Båda dessa slutsatser bygger på förutsättningen att husprisema långsiktigt stigit

SOU 1999: 124 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 75

Ett renodlat utgifisaltemativ tillämpades endast i två länder:

0 Australien 0 Irland

I båda fallen har man, vad avser kapitaldelen, begränsat sig till ränte-

utgifter. Kontantinsatser och amorteringar ingår

Alternativet att behandla bostäder som vilken vara som helst, och mäta de priser som hushållen erlägger vid köp av nya hus, netto-

anskaflhingsansatsen, tillämpades endast i ett av de undersökta

länderna:

0 Nya Zeeland

I samband med nyligen genomförda översyner av indexberäkningama i

Australien och i Nya Zeeland har man kommit fram till att index i dessa länder bör beräknas såväl enligt utgifisaltemativet som enligt

anskaffningsaltemativet.

EU/EES

Den första användningen av Harmoniserad index för konsumentpriser,

HIKP, var som underlag för uppföljning av det konvergenskrav för

medlemskap i den Europeiska monetära unionen EMU som avsåg prisstabilitet. Den främsta användningen idag är som målvariabel för penningpolitiken inom EMU, i det sammanhanget som ett vägt genomsnitt över EMU-ländema, samt som en inom EU/EES jämförbar makroekonomisk indikator. Med utgångspunkt ifrån detta har bedömningen gjorts att indexet bör mäta utvecklingen av priser som erläggs i aktuella transaktioner som direkt ersättning för konsumentvaror och -tjänsten

För delindexet egnahemsboende har det kommit att innebära att enbart löpande driftskostnader ingår. Inga poster som avser kapitaldelen eller tillräknade hyresvärden ingår. Även reparationer och underhåll betraktas därvid som anskaffning av nytt bostadskapital till den del de inte avser rutinmässiga åtgärder. Utredningsarbete pågår dock i syfte att se om egnahemsposten i HIKP bör kompletteras enligt

anskaffningsansatsen. Frågan hur behandlingen av egnahemsposten i

HIKP påverkar indexets användning som inflationsmått kommer att närmare kommenteras i kapitel

76 Boende/kostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 1999: 124

4.3 Egnahem - förslag

4.3.1 Förslaget i korthet

Det är inte möjligt att på ett helt tillförlitligt sätt, och med exakthet, beskriva utvecklingen av kostnaden för att bo i egnahem. Någon större hyresmarknad för småhus finns inte i Sverige. Därför är uthyming/hyra av småhus sällan ett reellt alternativ, och de hyror som erläggs kan inte förväntas vara representativa för egnahemsägamas kostnader i allmänhet. Den betydligt större hyresmarknaden för lägenheter i flerbostadshus är inte heller representativ, på grund dels inslaget

av av regleringar och dels att beståndet av hyreslägenheter skiljer sig väsentligt från egnahemsbestândet med avseende på bostädemas kosnadsbild, typ, belägenhet och standard. Det är därför inte möjligt att med hyresekvivalentansatsen beskriva utvecklingen av egnahemsägamas boendekostnader på ett tillförlitligt sätt.

Nettoanskaffningsmetoden kan inte betraktas som något rimligt alternativ. Även den har kunnat motiveras för andra varaktiga

om varor, så är förutsättningarna speciella för just bostäder genom kombinationen av den synnerligen utsträckta varaktigheten och det stora värde som bostäderna representerar.

Mitt förslag är således att indexet avseende boendekostnader i egnahem skall baseras på en altemativkostnadsansats. De faktiska förändringarna av kapitalkostnaden, från månad till månad och från år till år, kan emellertid inte kalkyleras fullt ut. Jag anser dock att en i sammanhanget rimlig förenkling är att beräkna varje indexlänk under förutsättningen att skillnaden mellan den långsiktiga nominalräntan och den likaledes långsiktiga förväntade relativa kapitalvinsten är konstant. I det följande används beteckningen bostadsrealränta för skillnaden mellan nominalräntan och den förväntade relativa kapitalvinsten på egnahem. Den senare, som är samma sak som den förväntade husprisinflationen, antas sammanfalla med den förväntade allmänna inflationen. Eftersom det också finns goda skäl förslitningen

att se som en konstant andel av fastighetskapitalet, innebär det att indexet för

kaptalkostnader, exkl. fastighetsskatt, skall bestämmas värde-

av utvecklingen på en oförändrad stock av egnahem. Indexet för kapitalkosmader, exkl. fastighetsskatt, bör därför vara ett fastighetsprisindex. Det underlag som idag används för framställning småhusbarometern

av och fastighetsprisindex för småhus bör kunna ligga till grund för ett, i

det när sammanhanget, ändamålenligt mått.

Effekter av ändrad kapitalinkomstbeskattning, inkl. realisationsvinstbeskattningen, bör inte påverka indexet. Skälet är att

som nu skatten inte är knuten till konsumtionen av en viss eller tjänst

vara

SOU 1999: l 24 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 77

även reglerna för beskattning realisationsvinst skiljer sig mellan

om av olika tillgångsslag. Dess effekt på kapitalkostnaden uppkommer

inverkan, efter skatt, på bostadsrealräntan och på den relativa genom förslitningen. Men skatten påverkar hushållens ekonomi på flera sätt. Samtidigt sänkt kapitalinkomstskatt ökar boendekostnaden efter

som en skatt, ökar den också hushållens övriga kapitalinkomster efter skatt. Därför bör kapitalinkomstskatten behandlas analogt med bostadsrealräntan i övrigt, dvs. endast påverka vikten, medan bostadsrealräntan efter skatt betraktas som konstant inom varje indexlänk.

Fastighetsskatten anknyter däremot direkt till hushållens bostadskonsumtion och ändringar bör liksom beaktas fullt ut i index-

nu beräkningen avseende såväl skattesats som det omräknade bastalet.

- Detsamma gäller i princip också räntebidragen i den mån som ändringar dessa nämnvärt kan påverka utvecklingen av indexet.

av

Egnahemsinnehavet påverkar hushållets förmögenhetsskatt, om det

omräknade bastalet avviker från det deklarationsvärde som gäller vid

alternativ placering kapitalet. Skatten saknar dock liksom kapitalen av inkomstskatten direkt anknytning till boendet. Å andra sidan är

en effekten på hushållens ekonomi entydig. Med den nuvarande utformningen skatten bör dock kunna bortse från den, även vid

av man beräkningen egnahemskostnademas vikt i KPI.

av

Eftersom värdeminskning förslitning del av kapital-

p.g.a. är en kostnaden, kan inte dessutom de åtgärder vidtas bostaden i syfte

som att kompensera för längre tids normal förslitning, uppfattas som

en konsumtion. Sådana åtgärder måste istället, i likhet med ny-, om- och tillbyggnader, uppfattas investeringar i nytt bostadskapital och

som med varaktighet karaktär som bostaden i sig. Posten

en av samma reparationer och underhåll skall därför avgränsas så att den endast omfattar åtgärder löpande karaktär. Detta skiljer sig från hur posten

av avgränsas i KPI idag ansluter till de principer som tillämpas i

men nationalräkenskapema och i HIKP.

Sammanfattningsvis innebär förslaget att:

De nuvarande delindexen avseende räntekostnader och avskriv- 0

ningar ersätts med ett index utvecklingen av hushållens

som anger

kapitalkostnader exkl. fastighetsskatt, vid prisbasperiodens

bostadsrealränta och regler för kapitalinkomstskatt. Det nya indexet

approximeras med ett fastighetsprisindex avseende egnahem.

Konsumtionsvikten motsvarar kapitalkostnadema exkl. fastighets-

skatt under prisbasperioden avseende viktperiodens konsumtion.

Dessa är kostnaderna för nominell långsiktig ränta, räknad

en

egnahemmens marknadsvärde under prisbasperioden, minskad med

78 Boendekostnadi egnahem och bostadsrätt SOU 1999: 124

den förväntade likaledes långsiktiga värdestegringen kapitalvinster

förslitning och räknat efter skatt. -

0 Fastighetsskatten, och i mån av betydelse även räntebidragen,

beaktas liksom idag. 0 Posten reparationer och underhåll avgränsas så att den endast

omfattar sådana åtgärder är rutinkaraktär.

som av

Övriga delindex avseende Försäkringsavgifter; Vatten och avlopp,

renhållning samt sotning; Tomträttsavgäld; förutsätts beräknas utifrån

samma principiella innebörd som idag.

I det följande preciseras och motiveras utredningens förslag

mer utförligt vad avser kapitalkostnadema exkl. fastighetsskatt och räntebidrag. I Bilaga 5 finns en mer teknisk framställning.

4.3.2 Indexet för kapitalkostnader

Den grundläggande modellen

Medan kostnaden för boende i hyresrätt utgörs av hyran är kostnaden för egnahemsboende sammansatt av ett antal olika kostnadsslag: drift, löpande reparationer och underhåll samt kapitalkostnader. Kapitalkostnaderna utgörs av ränta och värdeminskning. Om bostaden istället ökar i värde, vilket har varit det vanliga åtminstone sett över ett antal år, är den senare delen av kapitalkostnaden negativ, dvs. den bidrar till att minska boendekostnaden.

Priset, eller hyran, för att under period bo i egnahem är alltså

en summan av dessa kostnader. Ett prisindex mellan två perioder får vi genom att beräkna förhållandet mellan kostnadssumman enligt prisläget i respektive period avseende ett likvärdigt boende. Vi skall här utgå ifrån att det är okontroversiellt att bestämma hur index för drift, löpande reparationer och underhåll skall utformas. När det gäller

m.m. kapitalkostnader är det i allmänhet mindre självklart och det skall därför preciseras ytterligare:

0 Ränta avser såväl hushållets låneñnansiering som den ränta eller

alternativa avkastning som hushållen avstår från på det kapital

egna

som är placerat i bostaden. 0 Värdeminskningen eller värdeökningen är sammansatt dels den

av

värdeförändring som beror på förslitning den samlade effekten

- av

bostadens fysiska förslitning och tilltagande obsolescens och dels

den värdeförändring beror på kapitalvinster/-förluster

som

fastighetsinflation/-deflation avseende kvalitetsmässigt oför-

ändrade hus.

SOU 1999: 124 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 79

Ett förenklat exempel på vad det innebär kan se ut så här:

Anta att marknadsvärdet stocken egnahem uppgår till 1 000 milj.

av kronor i utgångsläget indexlänkens basår och att en viss

- -

fastighetsinflation råder så att värdet under jämförelseperioden, för en

stock storlek och standard, är l 030 milj. kronor. Om räntan

av samma på såväl lånat eget kapital är 6 procent i båda perioderna, uppgår

som räntekostnaden till 0,06x100060 respektive 0,06x103061,8 milj. kronor. Anta att fastighetsinflationen i årstakt är 3 procent i båda perioderna och att förslitning varje år bidrar till en minskning av bostädemas värde med i genomsnitt 1 procent. Den totala relativa värdeförändringen efter förslitning är alltså +2 procent i årstakt, såväl under länkens basår under jämförelseperioden. Den del av

som kapitalkostnaden utgörs värdeförändring är alltså negativ och

som av bidrar till att minska kostnaden med 0,02x100020 respektive 0,02x103020,6 milj. kronor. Om vi antar att de övriga kostnadsslagen, drift, löpande reparationer och underhåll, är totalt 30 milj. kronor enligt basårets prisläge och 32,3 milj. kronor enligt jämförelseperiodens prisläge, kostnaden enligt prisläget i respektive period

kan vi summera och beräkna ett prisindex som:

Summa kostnad enligt aktuellt prisläge

100 x

Summa kostnad enligt basårets prisläge

61,8 20,6 + 32,3 73,5

-

100x———--jl00x--—=105

60—20+30 70

Ett index för enbart kapitalkostnaden kan beräknas som

Summa kapitalkostnad enligt aktuellt prisläge

100 x -

Summa kapitalkostnad enligt basårets prisläge

61,8 20,6 41,2

-

100j--100x-—=103

60-20 40

Eftersom räntesatsen, husinflationen och den relativa förslitningen antogs ligga på nivå i båda perioderna, förklaras skillnaden i

samma kapitalkostnad mellan perioderna helt av att värdet av kapitalstocken är högre i den perioden. Alltså vid givna värden för räntesats,

senare husinflation och relativ förslitning är kapitalkostnaden proportionell mot egnahemmens marknadsvärde.

i 80 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt sou 1999:124

Ivarje period avstår hushållen således för sin bostadskonsumtion ett belopp motsvarande en viss andel fastighetemas värde, och högre

av värdet är desto större är detta kostnadsbelopp. I verkligheten varierar dock räntesatser och husinflation över tiden. Den relativa förslitning som uppstår genom ett visst nyttjande är det däremot rimligt att föreställa sig är densamma när två perioder jämförs, varför förslitningsprocenten förutsätts vara en konstant, åtminstone inom loppet varje

av indexlänk.

Ett långsiktigt perspektiv

När det gäller de båda andra komponenterna i kapitalkostnaden är frågan om det är rimligt att uppfatta den genomsnittliga räntan på de utestående lånen, eller den kortfristiga nyutlåningsräntan, och den aktuella husinflationen som särskilt relevant för hur boendekostnaden bör uppfattas. En tillfälligt hög förhållandevis kortfristig ränta eller

en tillfällig husdeflation leder inte till att hushållen i någon större utsträckning omprövar sin bostadskonsumtion, trots att bostadsinnehavet just då ter sig ofönnänligt. Kortsiktiga förändringar i boerdekonsumtionen förklaras snarare demografiska faktorer,

av likviditet m.m. Däremot är den kostnad som hushållen förväntar sig skall gälla sett över en förhållandevis lång tidsperiod relevant när det gäller hushållens konsumtionsval. I det perspektivet är den relevanta husinflationen den som i genomsnitt gäller under en period av kanske 15 den genomsnittliga tiden för ett egnahemsinnehav. Och när

avsikten är att binda kapital i ett egnahem under planerad femton-

en årig innehavsperiod, är den relevanta räntesatsen den som gäller vid placeringar på lika lång sikt.

Den aktuella räntesatsen vid placeringar på lång sikt är väl känd, eftersom löpande räntenoteringar görs avseende obligationer med avlägsen inlösenstidpunkt. Däremot är det inte möjligt att inhämta noteringar avseende den husinflation i genomsnitt skall gälla de

som närmaste 15 åren. Genom att mäta intlationsförväntningarna är det förvisso möjligt att utforma ett mått på den kostnad kan förvänta

man sig skall inträffa.

KPI är till sin karaktär ett mått på vad som faktiskt inträffat. Att låta indexets förändring, från månad till månad och från år till år, bestämmas av uppmätta eller skattade inflationsförväntningar är därför ingen godtagbar lösning. Eftersom ränta och inflationstakt, sett över de längre tidsperioder som är relevanta här, tenderar att följas åt, är emellertid ett näraliggande alternativ att betrakta skillnaden mellan dessa bostadsrealräntan konstant. Mot bakgrund att det inte

- ——som av

SOU1999: 124 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 81

är möjligt att fullt ut utvärdera kostnaden för ett egnahemsinnehav förrän bostaden sålts, framstår detta rimlig förenkling. Det som en betyder skillnaden mellan nominalräntan och den förväntade att om husinflationen under prisbasperioden 4 procent så förutsätts detta var förhållande gälla under hela indexlänken. Eftersom förslitningsockså förutsattes konstant innebär det att indexet procenten vara avseende kapitalkostnaden helt och hållet skall bestämmas värdeav

utvecklingen på kvalitetsmässigt oförändrade egnahem, precis som i

exemplet och det föreslås därför utgöras av ett fastighetsovan, prisindex. Av skäl anförts i avsnitt 4.3.1 bör dock förändringar av som

kapitalinkomstbeskattningen inte påverka beräkningen av delindex-

länken ifråga. Antagandet under indexlänken konstant bostadsrealränta är om en naturligtvis inte helt realistiskt. Självklart sker det successivt en förskjutning den reala ränta i efterhand kan visas ha påverkat av som hushållens boendekostnad, t.ex. vi jämför den reala ränteom belastningen under perioden juni 1999 -juni 2014 med den reala räntebelastningen för ett kvalitetsmässigt identiskt boende under perioden juli 1999 juli 2014. Det finns dock ingen möjlighet att i juli 1999 skatta denna förskjutning på ett trovärdigt sätt. Alla alternativ att göra det med på olika sätt utjämnad realränta kommer oundvikligen att en leda till svåra tolkningsproblem. Om realräntan i stället hålls konstant under indexlänken kan indexet åtminstone tolkningen att det anger ges kostnadsförändringen vid bestämd bostadsrealränta och vid basen

periodens regler för skatt på kapitalinkomster.

En jämförelse med det nuvarande indexet

Kapitalkostnaden i egnahemsposten kommer alltså att påverka KPI-

utvecklingen i positiv riktning under perioder då fastighetsprisema

stiger snabbare än andra priser och omvänt. Detta är en direkt motsvarighet till effekten på hyrorna förändringarna av priserna på av

hyresfastigheter vid ett visst realt avkastningskrav. I det nuvarande

räntekostnadsindexet bestäms utvecklingen, vid en viss nominell räntenivå, förändringen det historiskt nedlagda kapitalet se avsnitt av av 4.2.1. Man här ha utgått från uppfattningen att den enskilde synes egnahemsägaren därmed inte skulle kompenseras såväl via en för-

mögenhetstillväxt via indexbestämd kompensation.

som en Att hushållet värdestegringen får ökad nominell förgenom en

mögenhet har emellertid ingen entydig betydelse för behovet av kompensation. Endast husprisema stiger i en annan takt än den all-

om märma prisnivån skulle det få några konsekvenser: att egnahemsägamas

82 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt

samlade reala ökar då relativpriset på fastigheter stiger och att resurser deras reala minskar då relativpriset på fastigheter minskar. resurser Problemet i kompensationssammanhang är därför inte den nominella fönnögenhetstillväxten i sig, utan de löpande kapitalvinstema husinflationen som måste beaktas eftersom de minskar hushållets boendekostnader. Det bör framhållas att också det nuvarande räntekostnadsindexets utformning innebär att indexet stiger med ökande fastighetspriser. Det är ingen fördel att detta sker i den takt bestäms de faktiska som av överlåtelsema och att värdet enskild fastighet oförändrat av en ses som mellan överlåtelsetillfállena. Det innebär däremot ytterligare att man fjärmar sig från vad är den aktuella kostnaden för boendet som

4.3.3 Vikten för

kapitalkostnader

Kapitalkostnaden, exkl. fastighetsskatt och före räntebidrag, som bestämmer indexets vikt, utgör andel prisbasperiodens värde en av av viktperiodens egnahemsstock. Andelen beräknas räntesats plus som relativ förslitning minus relativ kapitalvinst husintlation, allt räknat efter skatt på kapitalinkomster och enligt de räntesatser gällde etc. som under prisbasperioden. Den relativa förslitningen förutsätts kunna

skattas utifrån nationalräkenskapema. Skattningen de övriga

av komponenterna diskuteras nedan.

Ränta på lånat kapital

Den nominella räntan, förutsätts stå i ett konstant förhållande till som den långsiktiga fastighetsinflationen, uppfattas den under bassom perioden gällande räntan på obligationer med lång återstående löptid ca. 15 år. Hushållens faktiska finansieringsbild dock väsentligt ser annorlunda ut. Det lånade kapitalet är sammansatt såväl lån med av rörlig ränta som lån med varierande räntebindningstider, vanligen 5 år eller kortare tid. Kostnaden för ränta på lånat kapital sammanfaller dock i allmänhet inte med hushållets faktiska låneräntor: Anta att räntan på de befintliga lånen är högre än räntan på lån med återstående nya samma räntebindningstid. Ett hushåll som avstår från bostaden och löser lånen har ändå kvar kostnaden att ersätta långivaren för ränteskillnaden. Om räntan på de befintliga lånen istället är lägre än den aktuella nyutlåningsräntan kommer ett hushåll avstår ifrån bostaden och som överlåter de förmånliga lånen på köparen att kunna kapitalisera värdet

SOU 1999: 124 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 83

lånen ränteskillnaden i försäljningspriset. Det hushåll som av - behåller huset får alltså inte bara fortsätta att betala för lånet utan avstår också från värdet ränteskillnaden. Alltså, oavsett om räntan av de befintliga lånen ligger över eller under den aktuella nyutlåningsräntan så är kostnaden för viss belåning densamma lika med den en aktuella räntan på nya lån. Fördelningen lånen på olika räntebindningstider saknar därför av betydelse för kostnaden under respektive period, och den relevanta räntan är den gäller för placeringar på samma sikt som egnasom hemsinnehavet, dvs. i genomsnitt omkring 15 år. Eftersom bostadslån med så lång räntebindningstid torde utgöra undandag kan räntan bestämmas räntan bostadsobligationer ökad med den s.k. som räntedifferensen3 på representativa bostadslån".

Ränta på eget kapital

Det är i största allmänhet oklart vad kan den alternativa som anses vara placeringen eget kapital, och vad avkastningen på den är. Eftersom av det är kostnaden för boendet och inget annat skall mätas måste den som alternativa placeringen representera risk och likviditet. Om den samma skulle riskfylld än placering i egnahem skulle vi övert.ex. vara mer en skatta boendekostnaden eftersom del avkastningen på den en av alternativa placeringen är kompensation för den högre risken. Den alternativa placering därvidlag mest förefaller likna som placeringen i egnahem är att låna ut för bostadsändamål mot pengarna säkerhet i den aktuella fastigheten, dvs. hushållet agerar som bostadslåneinstitut. Räntan på eget kapital skulle i så fall vara densamma som bostadslåneräntan. Möjligen skulle kunna anföra att den räntan är man väl låg eftersom det kapitalet kan ses som en slags toppegna finansiering är exponerad för en större risk. som Å andra sidan kan bostadslåneräntan uppfattas som väl hög efterden avkastning hushållen i praktiken erhåller på t.ex. som som obligationer är lägre. Det hänger dock med den lägre risken på samman dessa placeringar. Det gäller även bostadsobligationer eftersom risken där fördelas på hela den belånade stocken. En alternativ placering kan uppfattas väl annan som annars tillgodose kriterierna avseende lika risk och likviditet, är att placera

3Skillnaden mellan bostadsinstitutens in- och utlåningsränta. 4 Om representativa bostadsobligationer salmas kan man utgå från statsobligationsräntan ökad med den s.k. bopremien skillnaden mellan statsobligationsräntan och bostadsobligationsräntan avseende obligationer med kortare återstående löptid.

84 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt

kapitalet i en likvärdig fastighet upplåts mot marknadsmässig som en hyra. Den alternativa avkastningen kan då beräknas indirekt som skillnaden mellan den hyra som erhålls och hushållets investerarens kostnader för belåning, värdeminskning, drift etc. Det innebär att altemativkostnadsansatsen, vid valet sådan alternativ placering, av en ger samma resultat som en hyresekvivalentansats. En förutsättning för en sådan lösning är att hyresvärdet faktiskt kan observeras. I USA har man gjort bedömningen att man kan det och har därför utifrån den här utgångspunkten motiverat valet hyresekvivalentansatsen. Som förut av framhållits är förutsättningarna därvidlag väsentligt annorlunda i Sverige. Det är ändå värdefullt att notera denna principiella överensstämmelse mellan hyresekvivalentansatsen och altemativkostnadsansatsen. För ett svenskt konsumentprisindex är därför slutsatsen att det inte finns någon sådan grund för att göra skillnad på räntan vid lånefinansiering respektive vid finansiering med eget kapital.

Husinflationen

Den förväntade husinflationen över 15 år förutsätts kunna sättas ca. lika med, eller i ett bestämt förhållande till, de allmänna inflationsförväntningama. Dessa kan bestämmas enligt något följande två av alternativ:

implicita inflationsförväntningar beräknade skillnaden mellan som långa nominella och reala räntor, genom enkät.

Precisionen vad bestämning såväl ränta inflationsförväntavser av som ningar är emellertid inte avgörande. Eftersom den resulterande bostadsrealräntan förutsätts vara konstant för varje indexlänk, har den betydelse enbart för bestämningen vikten. Starka skäl talar för att av välja ett alternativ som minimerar svängningarna i bostadsrealräntan, då stora förändringar av vikten bidrar till att öka effekten viktav revisionema på de redovisade inflationstalen. Det innebär bl.a. att

måttet på inflationsförväntningama bör placeringstid

avse samma som räntan. Alternativ l ovan bedöms det är mest ändamålsvara som enligt. Det har också den fördelen att måttet vilar på observerbara priser på marknaden för värdepapper.

SOU 1999: l 24 Boendekostnadi egnahem och bostadsrätt 85

Skatter

Kapitalinkomstbeskattningen och avdragsrätten för utgiftsräntor innebär att endast en del av räntekostnaden brutto utgör kostnad

en netto för hushållet. Det gäller inte bara ränta på lånat kapital, utan i samma utsträckning även det egna kapitalet genom att dess placering i fastigheten innebär att någon periodisk beskattningsbar avkastning inte uppstår. Däremot uppstår en beskattningsbar realisationsvinst vid försäljning av bostaden, och skatten på den utgör kostnad för

en boendet. Förluster är därvidlag avdragsgilla i utsträckning

samma som

vinster är skattepliktiga.

Skatten på kapitalinkomster uppgår f.n. till 30 procent den

av

beskattningsbara inkomsten i inkomstslaget kapital. Vid försäljning

av privatbostad är halva realisationsvinsten beskattningsbar kapitalinkomst. Underskott är fullt avdragsgilla till 100 tkr. Underskott

upp därutöver ger en skattereduktion på 21 procent avseende den överskjutande delen.

Den långsiktiga räntan enligt ovan skall således minskas med 30 procent vid beräkning av det kostnadsbelopp som bestämmer vikten. Motsvarande justering av den relativa kapitalvinsten husinflationen och den relativa förslitningen är minskning med 15 procent.

en Troligen är det mycket svårt att beräkna effekten på boendekostnaderna av de regler som gäller vid stora underskott. Samtidigt torde de ha marginell betydelse för viktens storlek varför man kan bortse ifrån denna faktor.

4.4 Fritidshus

- förslag

Även fritidshus nyttjas tillgodoser behov

om som av ägaren ett annat än permanentboende, kan det inte redovisas några skäl till varför inte också de skulle omfattas förslagen avseende egnahem.

av

4.5 Bostadsrättslägenheter - förslag

Indexet avseende boendekostnader i lägenheter upplåtna med bostadsrätt föreslås beräknas enligt en hyresekvivalentansats. För bostadsrätter gäller i och för sig mycket vad anförts för egnahem. Samtidigt

av som finns en del skillnader. Den mest uppenbara skillnaden är att hel del

en driftskostnader etc., egnahemsägaren står för direkt, betalas

som av bostadsrättsinnehavaren indirekt genom den avgift som erläggs till

86 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 1999: 124

föreningen. Det finns dock även del andra skillnader som jag menar

en har större betydelse för utformningen av indexet:

0 En förstahandsmarknad för liknande objekt upplåtna med hyresrätt

existerar parallellt. Vidare finns en inte helt obetydlig andrahands-

marknad för andrahandsuthyming av lägenheter upplåtna med

bostadsrätt. Det innebär att förutsättningarna för en hyresekvivalentansats bör väsentligt bättre än för egnahem

vara Det finns ett större inslag kortsiktighet i den boendekonsumtion

0 av

tillgodoses genom innehav av bostadsrättslägenhet, eftersom

som

innehavstiden oña är väsentligt kortare än för egnahem.

Den boende finansierar innehavet dels direkt genom de lån och det 0

kapital placerats i bostaden och dels indirekt via avgiften egna som till bostadsrättsföreningen.

I KPI f°ar hyresutvecklingen redan representera även utvecklingen av

nu boendekostnadema i bostadsrätt. Dock bör övervägas metoden

om behöver modifieras så att urvalet hyreslägenheter, som läggs till

av grund för beräkningen, görs mer representativt för sammansättningen hos bostadsrättsbeståndet. Marknaden för uthyrning av bostadsrättslägenheter i andra hand är däremot alltför liten och alltför speciell t.ex. i fråga om uthymingstidens längd för att i det här sammanhanget utgöra ett realistiskt alternativ till förstahandsmarknaden avseende hyreslägenheter.

Den altemativkostnadsansats som beskrivits för egnahem skulle i princip kunna tillämpas också för bostadsrättslägenheter. Kapitalkostnaden skulle i det fallet räknas på lägenhetens aktuella marknadsvärde snarare än på en andel av fastighetens värde. Vidare skulle avgiften till bostadsrättsföreningen ingå som ytterligare ett kostnadsslag, täcker dels det mesta driftskostnaderna och dels de

som av kapitalkostnader som ligger på fastigheten, inkl. fastighetsskatten. Altemativkostnadsansatsen skulle således kräva löpande mätningar av utvecklingen av såväl avgifter som lägenhetspriser. Hur man operationellt skulle definiera vad med lägenhets lika

som avses en standard är oklart, då fördelningen den totala kapitalkostnaden

av ändras mellan hushållet och fastigheten.

Förslaget avseende egnahem, att mäta kostnaden vid en konstant bostadsrealränta, vilade på förutsättningen att den bostadsrealränta som

post kan beräknas över en period som motsvarar ett normalt egnaex hemsinnehav förändras mycket lite från månad till månad. Den förutsättningen är dock väsentligt mer tveksam när det gäller bostadsrättslägenheter, eftersom den genomsnittliga innehavstiden är betydligt kortare uppskattningsvis 5-7 år jämfört med ca. 15 år för egnahem.

-

SOU 1999: 124 Boendekostnad i egnahem och bostadsrätt 87

Till hyresekvivalentansatsens nackdel talar att hyresmarknaden är föremål för reglering. Det betyder att hushållen vid knapphet kan tillgodose sin bostadskonsumtion genom att i ökad utsträckning vända sig till bostadsrättsmarknaden och där acceptera en högre boendekostnad. Vid det omvända förhållandet, med överskott på bostäder, anpassas marknadsvärdet på bostadsrätterna så att boendekostnaden i dessa blir lägre än i ekvivalenta hyresobjekt, och antalet outhyrda lägenheter ökar. I allmänhet gäller att obalanser av det här slaget tenderar att utjämnas sett över ett antal år. En del obalanser kan dock vara mer bestående. Den tillämpning som bruksvärdesystemet fått i Stockolm har framhållits som exempel på en sådan obalans. Sammanfattningsvis bör en hyresekvivalentansats åtminstone inte vara sämre än en altemativkostnadsansats när det gäller bostadsrätter, och den är väsentligt enklare.

SOU 1999: 124 89

5 Politiskt beslutade

taxor,

subventionerade tjänster och

inkomstberoende avgifter

5.1 och allmänna

Bakgrund utgångspunkter

Samhället bär huvuddelen av kostnaderna för bam- och äldreomsorg. Det gäller i synnerhet äldreomsorgen, för vilken hushållens avgifter för

vård och omsorg uppskattats bidra med i storleksordningen 2-3

procent, sett över riket totalt‘. Inom barnomsorgen täcker avgifterna

ca. 16 procent av kostnaden. Variationerna är dock stora, såväl mellan kommuner som mellan individer inom samma kommun. Trots den förhållandevis låga avgiftsandelen är hushållens direkta kostnader för omsorg inte helt obetydliga. Sammantaget utgör de ungefär 1,5 procent

av den privata konsumtionen enligt nationalräkenskapema,

varav barnomsorgen svarar för en något större andel än äldreomsorgen

Avgifter för barn- och äldreomsorg ingår f.n. inte i konsumentprisindex. Det beror åtminstone till någon del på rådande osäkerhet

en rörande vilka principer som skall styra behandlingen i index sådana

av tjänster som i stor utsträckning bekostas med skattemedel. Det har dock inte hindrat att t.ex. lokaltrafik, läkarvård, läkemedel och tandvård ingått i index, representerat de avgifter hushållen erlägger för

av som sådana varor och tjänster.

Konsumentprisindex avser att mäta hur mycket hushållens kostnader förändras över tiden för konsumtion oförändrad

en av standard. De kostnader därvid är de belopp hushållen

som avses som under viktperioden frivilligt avstår från som direkt ersättning för konsumtionsvaror och tjänster. Belopp hushållen avstår eller är

som skyldiga att erlägga oberoende av om man konsumerar en viss vara eller tjänst ligger däremot utanför vad konsumentprisindex mäta.

avses

1 SOU 1999:33. Inkluderas avgifter som avser hyra i särskilt boende samt kost bör andelen bli betydligt större. 2 Inkl. även sådana avgifter som avser hyra i särskilt boende samt kost i den mån de är inkluderade i den avgift som erläggs till kommunen.

90 Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster SOU 1999: 124

Mot denna bakgrund finns det inget hållbart skäl till att omsorgsavgifter skulle behandlas annorlunda i index än den nuvarande behandlingen avgifter för lokaltrafik, läkarvård m.m. Huruvida hus-

av hållen faktiskt bör kompenseras för avgiftsförändringar är en politisk fråga, men sådana överväganden bör inte påverka utformningen av prisförändringsmåttet. Detta skall ange storleken på den relativa kostnadsförändring krävs för att viktperiodens standard skall upprätt-

som hållas.

När det gäller barn- och äldreomsorg tillkommer också det problemet, jämfört med andra områden med subventionerade priser, att de avgifter erläggs ofta beror på hushållens inkomst. Om syftet

som med indexberäkningen vore att ange den relativa inkomständring som hushållen behöver för att upprätthålla konsumtionsstandarden, är det uppenbart att storleken på inkomständringen påverkas av de avgiftsändringar kompenserande inkomständring leder till. Index kan i

som en det fallet inte baseras på utvecklingen de avgifter som hushållen

av faktiskt har fått erlägga eftersom deras realinkomster kan ha ändrats. Man måste i stället beräkna den inkomständring givet de

som inkomstberoende taxornas utfomming skulle krävas för att uppnå

oförändrad konsumtionsstandard.

Mot bakgrund de speciella förhållanden som råder beträffande

av avgifter för barn- och äldreomsorg kommer egenskaperna hos ett sådant kompenserande index att kortfattat beskrivas i avsnitt 5.3.2. Som framhölls redan i kapitel 2 är emellertid utgångspunkt för denna

en utrednings överväganden, att ett allmänt konsumentprisindex bör baseras på kostnadsansatsen, inte på beräkningar av kompenserande inkomstförändring.

5.2 Omsorgsavgifter och bostadsbidrag

Möjligheten att erhålla bostadsbidrag innebär att det finns vissa likheter mellan hushållens kostnader för boende och hushållens kostnader för omsorgstjänster. I båda fallen finns möjligheter för hushåll med förhållandevis låga inkomster att få en lägre kostnad än hushåll med högre inkomster. Man skulle kunna säga att det finns ett maximipris som är lika med den hyra som ett hushåll utan bostadsbidrag får betala respektive den högsta omsorgsavgift ett hushåll med hög inkomst kan få betala för tjänster med ett visst innehåll.

I de flesta sammanhang uppfattas dock bostadsbidraget som en del av hushållens inkomster och inte som en negativ del av boendekostnaden. I KPI gäller f.n. samma tolkning, vilket innebär att det är den hyra som betalas till hyresvärden som mäts. En analog tolkning av

SOU 1999: 124 Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster 91

inkomstrelaterade omsorgsavgifter skulle innebära att indexet mätte förändringen den maximala avgiften för respektive tjänst. Den rabatt av som ett hushåll med lägre inkomst erhåller skulle i så fall uppfattas som ett inkomststöd, på samma sätt som bostadsbidraget. Med ett liknande skulle också kunna hävda att resonemang man indexet istället skulle mäta utvecklingen den minsta avgift av som begärs för respektive tjänst. Det tillägg som hushåll med högre inkomst betalar skulle i det fallet närmast tolkas som en skatt. Varken maximiansatsen eller minimiansatsen är dock förenlig med synen att avgiften skall utgöra frivillig ersättning för en en specifik tjänst. Det belopp ett hushåll avstår för omsorgskonsumtion är den faktiska avgiften, och det är det beloppet hushållet f°ar behålla som om man väljer att inte konsumera tjänsten. Ett argument för den maximiansats som tillämpas på bostadsområdet kan vara att bostadsbidraget räknas del hushållens som en av disponibla inkomst, medan det inte existerar något inkomstbegrepp som behandlar den inkomstrelaterade rabatten på omsorgstjänster på motsvarande sätt. Ett annat skäl skulle kunna att bostadsbidragen, vara i större utsträckning än omsorgsavgiftema, beaktar andra omständigheter än dem som definierar själva tjänsten. En konsekvent tillämpning den kostnadsansats, förordas i av som detta betänkande, talar i och för sig för att bostadskostnadema i index borde räknas med reduktion för bostadsbidrag. Jag dock inte att anser detta är ett tillräckligt starkt skäl för ändra beräkningsgrundema att nu

för KPI vad gäller bostadsbidraget.

5.3 När beror inkomsten

priset på

5.3.1 Taxesystemen inom barn- och

äldreomsorg

Avgifter för barn- och äldreomsorg är i mycket stor utsträckning relaterade till hushållens inkomster. Även i sådana kommuner där man tillämpar s.k. enhetstaxa finns vanligen någon form låginkomstav skydd. Det innebär att hushåll med förhållandevis låg betalningsförmåga har möjlighet till prisnedsättning. Skillnaden mellan kommuner som tillämpar enhetstaxa och kommuner har som en inkomstrelaterad taxa är därför att marginaleffektema i de förra kommunerna totalt sett tenderar att mindre samt att de är vara koncentrerade till de lägre inkomstskikten. Anknytningen till hushållens inkomster kan olika slag. vara av Vanligtvis beaktas såväl förvärvsinkomster kapitalinkomster. som Avgifter för barnomsorg baseras oftast på taxerad bruttoinkomst,

92 Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster

medan avgifter för äldreomsorg oftare knyts till aktuella nettoinkomster. Kommunerna tillämpar också olika regler för vems eller vilkas inkomst som skall ligga till grund för avgiftsberäkningen. När det gäller äldreomsorg kan följande alternativ utskiljas: omsorgstagarens, genomsnittet omsorgstagarens och dennes maka/makes

av samt det lägsta dessa båda belopp.

av

Avgifter för äldreomsorg begränsas ett s.k. förbehållsbelopp ett

av lägsta belopp som omsorgstagaren skall ha kvar sedan omsorg och boende är betalt. Förbehållsbeloppet är ett fast angivet belopp, relaterat till basbeloppet, eller inkomstrelaterat, så att hushåll med högre inkomst också har ett högre förbehållsbelopp. För hushåll med höga inkomster begränsas avgiftsuttaget maximiavgift. I ett fåtal

av en kommuner är detta lika med självkostnaden för tjänsten. I princip skulle det kunna innebära att priset, vid en omsorgskostnad per dygn på 1.000 kronor, skulle kunna uppgå till 30.000 kronor i månaden.

Inom såväl barnomsorgen äldreomsorgen är variationen stor

som mellan landets kommuner, i fråga om både grunderna för att fastställa avgifter och avgiftemas nivå. En statlig utredning har nyligen föreslagit större enhetlighet vad avgifterna inom äldreomsorgen. I korthet

avser innebär utredningens förslag att kommunerna skall tillämpa vissa

riktlinjer vid fastställande förbehållsbelopp och gemensamma av maximipris.

5.3.2 Kostnadsindex eller kompenserande index

Skall indexet utformas så att det anger

0 den relativa förändringen av kostnaden för en viss konsumtions-

standard, oavsett orsaken till att priset ändras, eller

den relativa förändring inkomsten skulle ha behövts för att 0 av som

från period till nästa bibehålla en oförändrad standard

en

För de flesta och tjänster finns ingen skillnad mellan de två

varor alternativen, skillnad uppkommer det finns ett direkt

men en om samband mellan hushållets inkomst och priset på den aktuella tjänsten. Det första alternativet kan också betraktas som en inkomstdeflator, eftersom det är användbart för att beräkna förändringen av inkomstens köpkraft d.v.s. realinkomsten eller reallönen. Det andra alternativet

benämner vi ett kompenserande index eftersom det talar om vilken kompenserande inkomständring behövs. Valet mellan dessa båda

som alternativ bör bli beroende av dels vad som är bäst tjänar användningen av indexet och dels de praktiska förutsättningarna.

SOU 1999: 124 Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster 93

För att belysa innebörden av respektive alternativ antar vi först att inga förändringar har skett av taxoma eller av priser på andra varor och tjänster. Högre inkomster har emellertid enligt gällande taxa resulterat i högre avgifter för t.ex. barn- eller äldreomsorg. Kostnaden för en oförändrad konsumtion har stigit, och en del av inkomstökningen äts upp höjda avgifter. I extremfallet då marginaleffekten för ett

av hushåll är 100 procent, går hela inkomstökningen åt till att betala den högre avgift som tillämpas i det högre inkomstskiktet. Den reala köpkraften har i det fallet inte ökat alls.

Om index används främst för realinkomstberäkningar bör det uppenbarligen beräknas direkt från faktiska priser och definieras som förhållandet mellan de kostnadsbelopp som krävs för att upprätthålla levnadsnivå i två perioder. Ett sådant index kan, om priset

samma på en nyttighet beror på inkomsten, skrivas som

N

ZE"xQ"+tlxIN 1

Ef exo IlA,l

- i

55W

z:I’0"xQ"+t0xINK‘,"

nl

där INK och INK, är den faktiska inkomsten i respektive period, t den andel av inkomsten som tas ut i avgift, P och Q priser och kvantiteter på övriga och tjänster. Enklast kan vi beskriva det här

varor indexet genom att säga att det beskriver utvecklingen av de priser och avgifter hushållen f°ar betala, givet de inkomster man faktiskt har. Denna kostnadsansats brukar kallas den ansatsen för

exogena behandling av inkomstberoende priser i index

Om användning för kompensationsändamål ses som huvudsyftet med KPI blir problemet mer komplicerat. Det kan då hävdas att prishöjningar som uppkommer som följd av höjda inkomster inte bör avspeglas i index, och att detta i stället bör ange vilken inkomständring som behövs för att möjliggöra oförändrad köpkraft.

Låt oss anta en mycket enkel taxekonstruktion, nämligen att den inkomstberoende avgiften enhet som köps av tjänsten är helt

per proportionell mot inkomsten, säg att den utgör en andel av inkomsten i period. I praktiken baseras taxoma ofta på inkomsten före-

samma gående år, medan kompensation via basbeloppet i stället sker i efterhand. Vi bortser emellertid här från effekter av denna tidsförskjutning. Vid köp enhet tjänsten, t.ex. daghemsplats, kan den

av en av en nödvändiga inkomsten i period 0 skrivas som

4 19-2022Konsumentprisindex

94 Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster SOU 1999: 124

N N 1

1NK;"" :Ze: xQ"+t0 xINK;"" :En: xQ"

xL-t

nl nl 0 2

dvs. kostnadsbeloppet avseende nyttigheter med normal prissättning plus den del av inkomsten som går åt till att betala den inkomstberoende avgiften. En approximation till ett kompenserande index kan nu skrivas som:

N 1 P" XQ n

z ‘

INKf"" 41-5

nl

I01 3

INK"" N ’ 1 0 1 nl l

am

Om taxan är oförändrad to kommer indexutfallet att bero enbart på priserna på de andra varorna och tjänsterna. Om dessa också är oförändrade är index oförändrat. Om däremot taxan förändrats, säg att är mindre än to, medan övriga priser är oförändrade, blir index lägre. Men om hushållens inkomster stigit så att fått betala högre man avgifter, skall inte det höja indexet Nej, inkomsten bestäms i modellen som den inkomst som behövs för viss konsumtion. Indexet en anger således hur mycket inkomsten behöver ökas för att den skall räcka till en oförändrad konsumtionsnivå inte hur mycket kostnaderna stiger -

vid den faktiska inkomstutvecklingen

. Diskussionen av ett kompenserande index har hittills förts utifrån den oftast orealistiska förutsättningen att taxan bestäms inkomsten av efter skatt och är proportionell mot denna inkomst. Om taxan i stället är proportionell mot inkomsten före skatt, måste och i uttrycket 3 ovan ersättas med to/1-so resp. t1/1-s1, där är inkomstskattesatsen s och t nu anger taxan i förhållande till bruttoinkomsten. Vi kan då konstatera att det endogena indexet blir beroende inkomstav skattesatsen, och att index kommer att påverkas ändringar i den av

direkta beskattningen. Indexberäkningen blir ännu komplicerad,

mer om taxan t.ex. beroende på tröskeleffekter inte är proportionell heller mot bruttoinkomsten. Under normala omständigheter, utan inkomstberoende avgifter och vid måttliga förändringar av realinkomstema, bör kostnadsindexet och det kompenserande indexet inte avvika mycket från varandra. Skatter som inte är proportionella och inkomstberoende priser kan dock leda till att de blir olika. I allmänhet kan vi säga att skillnaden mellan de två

Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster 95

alternativen bör vara liten, om andelen nyttigheter med inkomstberoende taxor är liten och realinkomstema inte förändras mycket. Dock gäller att

kostnadsindexet det kompenserande indexet

då realinkomstema stiger, eftersom det kompenserande indexet inte stiger mer än vad som behövs för oförändrad köpkraft och att

kostnadsindexet det kompenserande indexet

då realinkomstema minskar, eftersom det kompenserande indexet anger hur mycket inkomsten behöver stiga för att köpkraften skall vara oförändrad.

5.4 Slutsatser

Avgifter för bam- och äldreomsorg ingår för närvarande inte i det svenska konsumentprisindex. Mot bakgrund av de allmänna principerna för index anser jag inte att en sådan begränsning av KPI:s täckning är motiverad. Vidare saknas enligt min mening principiell grund för basera index på en minimi- eller maximiansats.

Bamomsorgsavgiftema bör föras in i KPI, liksom nu sker i det europeiska harmoniserade indexet, HIKP. Beträffande äldreomsorg kompliceras situationen av att en mycket stor del av avgifterna regleras genom förbehållsbelopp. Det kan sägas innebära, att köpkraften hos de aktuella hushållens behållna inkomster redan därigenom i allmänhet har anpassats till prisutvecklingen för andra varor och tjänster. Detta är ett starkt skäl för att liksom i dag lämna äldreomsorgstaxoma utanför konsumentprisindex. Som förut framhållits kommer emellertid

g situationen troligen att ändras, då en allt större andel av hushållen kommer att ha pension baserad på tidigare förvärvsarbete. Också avgifterna för äldreomsorg torde därför efter en tid behöva inräknas i KPI.

En utgångspunkt för utredningens överväganden är att index bör ange hur prisförändringama påverkar hushållens kostnad för en oförändrad konsumtionsstandard, oavsett orsakerna till att priserna ändras. Då det gäller inkomstrelaterade taxor innebär detta att kostnadsansatsen den exogena ansatsen bör väljas.

Om KPI används för att realvärdeberäkna den faktiska inkomsteller löneutvecklingen är kostnadsansatsen uppenbarligen mest relevant. Vid användning för kompensationsändamål finns däremot

96 Politiskt beslutade taxor, subventionerade tjänster SOU 1999: 124

argument för att i stället välja den s.k. endogena ansatsen, eftersom denna definierar inkomständring krävs för att hålla köpkraften

en som oförändrad.

Problemet kan illustreras med taxor för äldreomsorg. Den

genomsnittliga inkomstnivån för personer som efterfrågar äldreomsorg kommer att stiga under de närmaste åren 0 dels därför att fler kommer att ha full ATP, 0 dels därför att en större andel av kvinnorna i de aktuella åldrarna har

haft förvärvsarbete.

Vid givna regler för de inkomstberoende taxoma innebär detta att

genomsnittspriset på äldreomsorg kommer att stiga. Det kan hävdas att

denna effekt inte bör speglas i ett index avsett att utgöra grund för kompensation att konsumenterna kompenserats redan genom den

-

inkomstökning som ligger bakom avgiftshöjningen. Ett i denna mening kompensationsrelevant index är emellertid

mycket svårt att beräkna med rimlig grad av precision. Reglerna för bestämning av omsorgstaxor har i verkligheten inte något enkelt samband med hushållens inkomster. Det beror inte enbart på den

knytning till inkomst före skatt och den icke-proportionalitet, som

berördes i förra avsnittet. Reglerna skiljer sig mellan kommuner. Olika inkomstkällor behandlas olika, och i en del fall påverkas taxan också av konsumentens eller hushållets förmögenhet. Härtill kommer att regler om förbehållsbelopp i många fall kan medföra att en realinkomstförändring för hushållet helt äts upp av ändrade omsorgsavgifter.

Jag anser att de skäl som kan anföras för att i fråga inkomst-

om beroende taxor avvika från kostnadsansatsen och i stället tillämpa en

endogen ansats inte är tillräckligt starka. Prisindex för ifrågavarande

tjänster bör beräknas utifrån kostnadsansatsen, d.v.s. utifrån faktiska förändringar i de belopp hushållen får betala för tjänsterna. Principiellt är detta vad som bör gälla, då avsikten med en viss indexering är att det reglerade beloppet skall ha oförändrad köpkrañ oavsett vilka inkomster hushållen har i övrigt.

SOU 1999: 124 97

6 Tillförlitlighet

På flera ställen i utredningens direktiv berörs frågor om tillförlitlighet i index. Risken för systematiska fel bias aktualiseras särskilt. Vidare ställs frågan det är möjligt att precisera ett explicit krav på

om tillförlitlighet. Nedan i avsnitt 6.1 görs genomgång källor till

en av osäkerhet i index. Mot bakgrund användningen i olika sammanhang

av diskuteras i avsnitt 6.2 vilka krav ställs på indexets tillförlitlighet.

som I avsnitt 6.3 behandlas olika åtgärder och faktorer som har betydelse för tillförlitligheten.

Genomgången i kapitlet leder inte till några konkreta förslag till metodändringar, utöver dem föreslås i andra delar av betänkandet.

som Det förefaller inte heller ändamålsenligt att precisera ett specifikt krav avseende tillförlitlighet. Krav och önskemål rörande prisstatistiken måste under alla omständigheter vägas mot behoven av annan statistisk information inom samma eller näraliggande användningsområden. De viktigaste slutsatserna är:

Urvalsosäkerheten, uppskattats till 0,4 procent per år, bör inte 0 som

tillåtas öka, eftersom det leder till uppenbara risker för

mer

politikmisstag. Det är dock knappast rimligt att ägna stora resurser

åt att minska den, bland annat mot bakgrund av att man under alla

omständigheter måste acceptera betydande modellosäkerhet

en avseende varaktiga varor och bostäder.

Genom den föreslagna indexkonstruktionen kan man förvänta att 0

de systematiska fel som vidlåder det föreslagna summan av konsumentprisindexet är liten vid en internationell jämförelse,

kanske i storleksordningen +0,3 procent per år i genomsnitt. Icke

desto mindre innebär även små systematiska fel att det sker en

betydande icke avsedd omfördelning vid långsiktiga indexeringar.

Det är därför mycket angeläget att minska dessa fel. Att nå

väsentliga förbättringar erbjuder emellertid mycket stora svårig-

heter, och framgångar härvidlag förutsätter ett utvecklat intemationellt samarbete och utbyte.

De förenklade metoder föreslås avseende boendekostnader i 0 som

egnahem respektive i bostadsrättslägenheter, samt de som tillämpas

98 Tillförlitlighet

för andra slag av varaktiga varor, leder också till osäkerhet. En inte orimlig bedömning är att denna osäkerhet storleksär av samma ordning som urvalosäkerheten. 0 Kraven på att undvika misstag bör ställas högt. Fel i storleksordningen över 0,1 procent är inte acceptabla om de beror på misstag. Särskilt viktigt är det att undvika misstag vid val av och

implementering av beräkningsmetoder, eftersom de fel som uppstår

därigenom kan vara stora och bestå under längre tid. 0 Det är väsentligt att SCB:s arbete med att mäta och förbättra tillförlitligheten kan fortsätta att utvecklas. Prismätning och indexberäkning är en komplicerad uppgift. Det är därför väsentligt att för verksamheten utnyttja hög kompetens vad gäller såväl indexen teori- och metodik som kunskaper om aktuella förhållanden och tendenser inom olika och tjänsteområden. varu-

I kapitel 9 berörs frågor om resurser för verksamheten.

6.1 Osäkerhetskällor och deras

bidrag

Utfallet av en indexberäkning innehåller alltid ett visst mått osäkerav het. Det har flera orsaker: 0 beräkningarna grundas inte på en totalundersökning utan på urval av

varor, tjänster, försäljningsställen och mättidpunkter;

0 tillgängliga metoder mäter inte alltid exakt det man skulle vilja och de ger därför utfall som avviker från vad skulle ha erhållits som om en perfekt metod hade kunnat tillämpas;

0 misstag vid val av metod, implementering eller tillämpning;

0 felaktigheter i de konsumtionsuppgifier som används för att väga

samman prisförändringar på olika vam- och tjänsteområden.

Vi kan således skilja mellan urvalsosäkerhet av slumpmässig karaktär, systematiska fel, misstag och vägningstalsfel. De beror i sig senare också på urvalsosäkerhet, systematiska fel och misstag, de men behandlas här som en specifik osäkerhetskälla.

l 1 Urvalsosäkerhet . Den urvalsosäkerhet som beror på att prismätningama urval avser av

produkter och försäljningsställen, har av SCB uppskattats till i 0,4

procentenheter i det redovisade tolvmånaderstalet, uttryckt ett 95som procents konfidensintervall. Enkelt uttrycket innebär detta att 19 20 av

sou 1999:124 Tillförlitlighet 99

gånger kan tolvmånaderstalet väntas ligga högst 0,4 procentenheter ifrån vad som skulle ha erhållits med fullständig kännedom om priserna för alla produkter och i alla försäljningsställen. Detta gäller åtminstone vid måttliga inflationsnivåer. I talet ovan har den osäkerhet som beror på att prismätningama är begränsade till månadens mitt inte beaktats. Den ytterligare osäkerhet det medför bedöms dock vara liten.

som

Ett urvalsbetingat fel påverkar normalt inte indexberäkningen enbart under en månad. Det beror på att urvalet av försäljningsställen är detsamma från månad till månad och att urvalet av artiklar förnyas i mycket liten utsträckning under loppet av ett år, i samband med att varor tas ur sortimentet och ersätts med andra. Konsekvensen är att osäkerheten i stor utsträckning tar ut sig när man jämför indextal för näraliggande månader. Det betyder också att förändringen av tolvmånaderstakten från en månad till nästa, präglas av en förhållandevis liten osäkerhet.

6.1.2 Systematiska fel bias

- En fråga i direktiven är hur relevant diskussionen, framför allt i USA, rörande överskattande systematiska fel bias är för ett svenskt konsumentprisindex. Eftersom KPI, liksom dess amerikanska motsvarighet, avser att mäta förändringen över tiden av hushållens kostnader för en oförändrad levnadsstandard, är den amerikanska diskussionen i högsta grad relevant. Det innebär t.ex. att kvalitetsförbättringar och nytillkomna produkter, som sänker hushållens kostnader för en viss standard, i princip skall beaktas. I den mån som hushållen vid ändrade priser upprätthåller oförändrad levnadsstandard

en till oförändrad kostnad, har ingen förändring av levnadskostnadema skett, även om man uppnått detta genom att ändra sammansättningen av sin konsumtion.

De systematiska felen diskuteras i detalj i Bilaga En tentativ slutsats av den genomgången är att systematiska fel i det föreslagna indexet kan förväntas leda till en överskattning av prisutvecklingen, mest troligt i storleksordningen 0,3 procentenheter i genomsnitt ån

per Detta kan nästan helt och hållet hänföras till svårigheter att rätt beakta effekten av kvalitetsförbättringar, nya varor och tjänster samt i någon mån nya försäljningsställen. Med den föreslagna utformningen av

l I skattningen i Bilaga 6 biasen i det nuvarande KPI, ingår också ett

av negativt bidrag från egnahemsposten på -0,3 procentenheter. Totalt sett kan man alltså inte se någon tendens till vare sig över- eller underskattning, sett över de senaste knappt 20 åren.

100 Tillförlitlighet sou 1999: 124

indexet bör problemen med systematiska fel mindre i Sverige än

vara de är i USA, även efter de förändringar gjorts där sedan Boskin-

som kommissionens rapport presenterades 1996.2 Det beror på dels skillnader i grundläggande indexkonstruktion och dels att hälso- och sjukvård i Sverige, i betydligt större omfattning än i USA, del

är en av den offentliga konsumtionen.

Varaktiga varor och bostäder

En typ av systematiska fel kan närmast karaktäriseras som modellosäkerhet, dvs. metoden mäter inte exakt det önskar, det

man men resulterande felet har ingen bestämd riktning utan beror på omständigheterna. Det främsta exemplet på modellosäkerhet kostnaden för

avser att utnyttja varaktiga varor för konsumtion se kapitel 4. I det

sammanhanget måste mycket förenklade metoder accepteras:

När det gäller egnahem, som är en betydande och synnerligen varaktig vara, föreslås att kostnaden skall beräknas de totala belopp

som som hushållen avstår för konsumtionen: räntekostnader minus värdestegring plus driftskostnader etc. Det är emellertid inte möjligt att från månad till månad, och på ett rimligt sätt, beakta förändringar i den långsiktiga bostadsrealränta nominalräntan minskad med kapital-

vinsterna som belastar boendet. Boendekostnaden i egnahem föreslås

därför mätas vid en konstant bostadsrealränta. Denna förenkling innebär osäkerhet kanske är storleksordning urvals-

en som av samma som osäkerheten:

Ett normalt egnahemsinnehav sträcker sig över 15 år. Kapital-

ca. kostnaden, exkl. förslitning och fastighetsskatt, består den nominella

av ränta som hushållet avstår under innehavstiden minskad med kapitalvinsten bostadsrealräntan. Låt för enkelhetens skull anta

- oss att nominalräntan under viss femtonårsperiod är oförändrad lika

en med 6 procent och att kapitalvinsten varje år är 2 procent den

men

realiseras först efter det femtonde året. Realräntan för innehavet är alltså 4 procent i genomsnitt år för hela femtonårsperioden, liksom

per för alla de enskilda åren.

Anta nu att den femtonårsperiod börjar ett år avslutas

som senare med ett ganska extremt år, med nominalränta på 10 procent och

en en husdeflation på 1,5 procent. Bostadsrealräntan är då 11,5 procent det året och ungefär 14x4+ll,5/154,5 procent i genomsnitt för hela femtonårsperioden. Om en så stor avvikelse 11,5-47,5 från

en normal realränta inträffar ett år av 20, och eftersom effekten på

2Se Bilaga 6 för fullständig referens.

SOU 1999: 124 Tillförlitlighet 101

totalindex av en förändring av den genomsnittliga realräntan från 4 till 4,5 skulle varit ca. 0,4 procent om den kunnat mätas, skulle vi kunna formulera ett uttryck för osäkerheten i den valda modellen: att det sanna värdet med 95 procents sannolikhet ligger inom intervallet i 0,4 procent.

När det gäller bostadsrättslägenheter föreslås ansats,

en annan nämligen att sätta kostnaden lika med hyran i ekvivalenta lägenheter upplåtna med hyresrätt. Den förenklingen innebär naturligtvis

också en osäkerhet, i synnerhet på kort sikt, eftersom hyran är förhållandevis trögrörlig medan boendekostnaden i bostadsrätt bör skifta betydligt snabbare beroende på utvecklingen räntor och kapitalvinster.

av Hushållens finansieringskostnad är dock totalt sett väsentligt mindre avseende beståendet bostadsrättslägenheter än för egnahems-

av beståndet. Bidraget till den totala osäkerheten bör därför också vara mindre.

För andra varaktiga varor, sätts kostnaden under en period lika med de belopp som hushållen erlägger vid netto-köp och den

av varorna, relativa kostnadsutvecklingen för en viss konsumtion mäts som förändringen av de priser som tillämpas vid dessa köp. Omfattningen av den osäkerhet som den förenklingen leder till har inte kunnat uppskattas.

När det gäller modellosäkerhet är det typiskt att det resulterande felet varierar över tiden, till såväl storlek tecken, beroende på hur

som modellen avviker från de faktiska förhållandena exempelvis hur

hyresutvecklingen förhåller sig till den faktiska utvecklingen

av boendekostnaden i bostadsrättslägenheter. Systematiska fel beror

som på kvalitetsförändringar, nya varor och butiker torde däremot vara positiva och mer stabila i storlek. Med det inslag subjektiva

av kvalitetsväringar som idag finns bör kunna förvänta viss

man en tendens till att kvalitetsförändringsbiasen är något större vid låg inflation. Det beror på att det kan svårare att åsätta ett högre

vara kvalitetsvärde på en produkt som ersätter äldre prisskillnaden är

en om liten. Vid högre inflation kommer prisskillnaden mellan den

nya modellen och den gamla oftare att vara större, vilket kan göra prisinsamlaren mer benägen att åsätta den modellen ett högre kvalitets-

nya värde. Det utredningsarbete inom SCB, som så småningom ledde fram till ett byte av kvalitetsjusteringsmetod för kläder, gav vissa indikationer på att så skulle fallet, åtminstone för kläder under tre

vara studerade år vid mitten av 1980-talet. Det senare metodbytet bör dock ha eliminerat sådana tendenser på det varuområdet.

102 Tillförlitlighet SOU 1999: l 24

6.1.3 Misstag

När det gäller den osäkerhet som betingas misstag, är det svårt att av ange ett visst tal. Mot bakgrund nedanstående redovisning kan dock av den förväntade effekten av misstag, på ett index avseende enskild en månad, bedömas ha varit mycket liten under den studerade perioden -i storleksordningen ett par hundradels procent. Perioden omfattar knappt 240 månader. 5 procent 12 månader av dessa innehåller kända fel 0,15 procent eller mer som beror på misstag. Om vi antar att misstag genereras av en process som liknar slumpen kan den osäkerhet som härrör från så småningom kända misstag, åtminstone lite slarvigt uttryckas som ett 95 procents konfidensinterval på i 0,15 procent. Följande större misstag under 80- och 90-talen är kända:

Misstag inom ramen för vald metod eflekt på KPI: - 0 januari 1983, +0,3: fel i prisunderlaget avseende el- och fjärrvärme; 0 januari 1987, +0,3: slopandet av skatt på garantibeloppet, egna-

hemsposten, missades;

0 juli september 1997, +0,15: stansfel i hyresundersökningen.

Misstag vid val av metod eller implementering effekt på KPI: - 0 januari mars 1990, upp till +0,5: olyckligt val - av ny

elementäraggregatfonnel;

0 januari 1995 mars 1997, ned till -O,4 små effekter fore november - 1996: Den nya metoden borde ha beaktat hushållens kostnader för ränteskillnadsersättning explicit. Med den gamla metoden, som återupptogs fr.o.m. april 1997, skulle det ha skett implicit.

Till skillnad från systematiska fel korrigeras de misstag som upptäcks såtillvida att index för kommande månader till rätt nivå. Felen anpassas fortlever dock i redan fastställda indextal.

l Vägningstalsfel

Fel i vägningstalen kan, framhölls inledningsvis, ha flera orsaker. som Det saknas emellertid underlag för att bedöma vilken osäkerhet som brister i vägningstalen för närvarande leder till. De mycket stora osäkerhetstalen avseende hushållsbudgetsstatistiken antyder att de är en osäkerhetskälla som inte kan forsummas. Generellt gäller att särskild omsorg måste ägnas beräkningen av vägningstal för varor och tjänster som kan förväntas ha avvikande prisutveckling, t.ex. en

petroleumprodukter och persondatorer.

SOU 1999: 124 Tillförlitlighet 103

6.2 Krav

på tillförlitlighet

Vilka krav är då rimliga att ställa på indexets tillförlitlighet och vilka är konsekvenserna av fel och osäkerhet När det gäller indexering kan man peka på att exempelvis pensionsbelopp, skatteintäkter och avkastningen på realränteobligationer i någon mån skulle ha varit annorlunda om det inte funnits fel eller osäkerhet i index. Fel leder i dessa sammanhang till en oönskad omfördelning, mellan pensionärer och staten, staten och skattebetalarna respektive staten och placerama. Den här typen av tillämpningar löper ofia under flera år. Systematiska fel, som ackumuleras snarare än utjämnas över tiden, är därför mest

allvarliga.

Låt oss ta realränteobligationema som exempel: vid ett positivt systematiskt fel på 0,3 procent per år och en upplåning på 150 mdr kronor uppgår den årliga merkostnaden för staten till mellan 400 och 500 milj. kronor brutto. Å andra sidan, med ett index utan systematiskt fel är det möjligt att obligationer skulle inneburit ett mindre

samma

kapitaltillskott till staten. Ett pensionsbelopp som efter 20 års

indexreglering uppgår till 7 000 kronor är med samma fel i index ungefär 400 kronor för högt, om avsikten var att pensionen skulle ha samma köpkraft över tiden. Onekligen kan även ganska små systematiska fel leda till omfördelningar som inte är betydelselösa.

Fel som har en mer slumpmässig karaktär är mindre problematiska vid indexering. Vid långsiktiga tillämpningar tenderar felen att ta ut varandra och vid kortsiktiga indexeringar, som kanske främst syftar till att eliminera konsekvenser av kraftiga prisförändringar, är kravet på tillförlitlighet inte särskilt framträdande.

I den mån som indexet har inverkan på lönebildningen, främst kanske genom att påverka utformningen av löntagarnas krav, kan kortsiktiga urvalsfel och liknande vara mer skadligt. Om exempelvis en överskattning av prisstegringstakten driver upp kraven på kompensation för prisökningar, kan det öka risken för konflikter och därigenom förorsaka samhällsekonomiska kostnader. Å andra sidan kan ett felaktigt lägre tal innebära att det är lättare att sluta avtal.

Det är snarare vid stabiliseringspolitiska tillämpningar som det är

tydligt att även de slumpmässiga felen har en kostnad, om de är tillräckligt stora för att påverka utfonnningen politiken. Med de

av felstorlekar som refererats ovan kan det inte uteslutas att de från tid till annan kan leda till politikmisstag. En ökad urvalsosäkerhet är därför inte acceptabel, även om de misstag som kan hänföras till urvalsbetingade brister i KPI:s tillförlitlighet torde vara mycket små i relation till dem som beror på osäkerhet i andra delar av beslutsunderlaget för

stabiliseringspolitiken.

104 Tillförlitlighet sou 1999: 124

Genom att delindex från KPI används för deflatering i nationalräkenskaper och statistik över detaljhandelns försäljning överförs den osäkerhet som vidlåter prisindexet också till dessa statistikgrenar. Totalt sett bör KPI inte utgöra någon framträdande osäkerhetskälla i dessa sammanhang. Däremot kan det vara så vid beräkningen av

försäljningsvolymens förändring inom vissa delbranscher.

Det är inte möjligt att fullt ut precisera vad som är ett rimligt krav

tillförlitlighet. Urvalsosäkerheten bör dock inte tillåtas öka, eftersom riskerna för politikmisstag då blir uppenbara. Misstag i beräkningarna förefaller vara en i sammanhanget blygsam osäkerhetskälla, men då bortser vi ifrån att det bör existera ett mörkertal. Enbart de kända fallen visar dock att misstag är en potentiellt betydelsefull felkälla, och felen är av sådan art att det bör finns förutsättningar för att undvika liknande misstag i framtiden. Det är därför inte orimligt att precisera ett förhållandevis strängt krav att misstag som påverkar indexutfallet med

så mycket som en tiondels procent inte är acceptabelt.

Vad gäller systematiska fel slutligen, har vi konstaterat att det kan finns skäl att förvänta en viss positiv bias i det föreslagna indexet. På kort sikt är det dock inte möjligt att väsentligt minska denna bias. Det krav som kan ställas på indexberäkningen är därför att användningen av metoder som ger systematiska fel skall minimeras. Utredningens förslag rörande val av indexfonnler på olika nivåer har fonnulerats med den utgångspunkten. Det är väsentligt att samma synsätt präglar även andra metodval, t.ex. valet av metoder för att beakta kvalitetsförändringar, urvalmetoder etc.

6.3 Åtgärder för ökad eller bibehållen

tillförlitlighet

En allmän förutsättning för ett framgångsrikt arbete med att minimera fel och osäkerhet är att man mäter tillförlitligheten, eller utifrån så objektiva kriterier som möjligt gör bedömningar av den. Det är därför tillfredställande att notera att det vid SCB bedrivs ett ambitiöst arbete med den inriktningen. Det är önskvärt att den verksamheten kan fortsätta att utvecklas, vilket bl.a. bör leda till att det blir möjligt att också bedöma effekten på KPI:s tillförlitlighet av dels begränsningen av prismätningama till mitten av månaden, dels osäkerheten i viktunderlaget.

Andra förutsättningar förändras emellertid ständigt. Aktuellt nu är

möjligheten att fritt välja leverantör av teletjänster och av el, och enligt

olika typer av kontrakt. Ständigt tillkommer nya varor ock tjänster som

Tillförlitlighet 105

ofta har sammansatt karaktär, och är föränderliga över tiden.

en som Det gäller inte minst inom områden som information, kommunikation och underhållning. Samtidigt skapas nya försäljningskanaler för befintliga produkter, inte minst intemethandelns utbredning,

genom

bl.a. innebär att ökad andel av hushållens inköp flyttas utomsom en lands. Det är därför väsentligt att för verksamheten utnyttja en hög kompetens vad gäller såväl indexteori- och metodik som kunskaper om aktuella förhållanden och tendenser inom olika varu- och tjänsteområden.

Kvalitetsförändringar

Huvuddelen den bias vidlåder indexet beror på svårigheter att

av som rätt beakta effekten av kvalitetsförändringar, nya varor och i viss mån

också försäljningsställen. I Bilaga 7 görs en genomgång av olika

nya metoder för att ta hänsyn till kvalitetsförändringar, Där formuleras också del rekommendationer avseende metodval på olika produkt-

en områden. En strävan bör vara att minska inslaget av subjektiva kvalitetsvärderingar till förmån för mer objektiva metoder. I stor utsträckning återstår dock ytterligare utvecklingsarbete innan väsentligt bättre metoder kan implementeras. Eftersom den verksamheten är resurskrävande och motsvarande metodproblem finns också i andra länder, är det lämpligt att i stor utsträckning bedriva arbetet genom internationellt utbyte, såväl inom för HlKP-projektet inom

ramen Eurostat som i andra sammanhang.

Också den produktionsmässiga samordningen mellan ett nationellt KPI och HIKP måste beaktas. Olika metoder för att beakta kvalitetsförändringar ställer olika krav på de primärdata måste insamlas.

som Därför kan det mycket kostsamt att parallellt tillämpa skilda

vara metoder för de båda indexen, och det torde försvarbart endast i

vara mycket speciella fall. Det finns därför starka skäl att från svensk sida verka för utveckling de metoder som tillämpas i HIKP.

en av

106 Tillfbrlitlighet SOU 1999: 124

Nya varor

Introduktionen av nya varor innebär i någon mån att hushållens kostnader for en viss levnadsstandard minskar, den direkta effekten på

men levnadskostnadema är närmast omöjlig att mäta. Däremot är det väsentligt att snabbt inkludera i indexberäkningen sådana produkter som representerar nya och bättre teknologier, eftersom den typiska prisutvecklingen för sådana produkter, med förhållandevis höga priser i början, som sjunker i takt med att den teknologin blir till-

nya mer gänglig och spridd, speglar just att hushållen med den produkten

nya får mer valuta för pengama. Det varuurval, dras för att användas

som under en indexlänk, bör idealt vara lika representativt för jämförelseperioden som för länkens basperiod. Urvalet har dock naturliga skäl

av en tendens att bli konservativt. En strategi för att uppnå bättre

en representativitet med avseende på jämförelseperioden är att ta med ett antal nya produkter är potentiellt betydande för jämförelse-

som perioden.

Det bör också möjligt att vid beräkningen år-till-år-länken

vara av komplettera urvalet med nya produkter, som p.g.a. sin karaktär

av ny vara utgjort undertäckning i den urvalsram tillämpats för den

som tidigare år-till-månad-länken. Det är naturligtvis viktigt att sådana kompletteringar utformas så att de inte kan uppfattas manipulativa.

som Det uppnås genom att varorna åsätts en vikt som innebär att de inte representerar andra produkter än sig själva eller det stratum

av nya produkter som det kompletterande urvalet dragits

ur.

Varaktiga varor

När det gäller andra varaktiga varor än egnahem och bostadsrättslägenheter, kan det inte uteslutas att ansats liknande den

en som används för egnahem eller för bostadsrätter skulle kunna bidra till att minska modellosäkerheten. Det skulle i så fall gälla med särskilt

varor utsträckt ekonomisk livslängd, och i syrmerhet det existerar väl

om en utvecklad och fri hyresmarknad för ekvivalenta varor. Någon egentlig prövning av detta har inte gjorts eftersom det legat utanför utredningens uppdrag. Det föreligger dock inte något principiellt hinder för att på fler områden tillämpa hyresekvivalent- eller alternativ-

en kostnadsansats.

SOU 1999: l 24 Tillförlitlighet 107

Urvalsosäkerhet

I ett internationellt perspektiv är antalet prisnoteringar som görs i det svenska konsumentprisindexet förhållandevis litet. För traditionell urvalsosäkerhet av slumpmässig karaktär är det dock med nuvarande teknik för uppgiftsinsamling mycket resurskrävande att nå avgörande förbättringar genom en ökning av urvalsstorlekama. En stor del av uppgiftsinsamlingen sker butiksbesök, och eftersom en

genom halvering osäkerhetsintervallet kräver fyrdubbling urvals-

av en av storleken blir det mycket dyrt. Det kan därför vara väsentligt att främst på sådana produktområden där urvalsosäkerheten är ett betydande problem utveckla mer effektiva metoder för datafångst. Sådana kan t.ex. innebära att inhämtar elektroniska data från datakasse-

man systemen.

Förutom urvalens storlek har naturligtvis allokeringen av urvalen också stor betydelse för vilken precision som erhålls. Bedömningen är dock att denna aspekt på utfommingen av undersökningarna tillgodoses ganska väl redan idag.

En tredje faktor som kan ha betydelse för urvalsosäkerheten är den exakta utfommingen olika delunderökningar. Ett exempel är vissa

av vinterkläder, för vilka index avseende månaderna april augusti f.n.

sätts lika med index för mars. Marsindextalen för de aktuella plaggtyperna är dock ofta behäñade med ett förhållandevis stort urvalsfel, eftersom många butiker redan tagit dem ur sortimentet. Ett bättre alternativ kan då att räkna med imputerade värden också för mars.

vara Trimning extrema förändringar är outredd metod, som i en del

av en fall möjligen skulle kunna minska variansen utan annat än en marginell ökning det systematiska felet och en viss ökning av komplexiteten i

av beräkningarna.

Misstag

Avslutningsvis är frågan vad kan göras för att minska risken för

som misstag. Misstag inom ramen för vald metod beror på utformningen av och kunskaperna de löpande rutinerna, och det är en självklarhet att

om rutinerna skall effektiva och väl kända för dem skall arbeta

vara som med dem. För att kunna undvika misstag vid val av metod ställs andra krav. Här handlar det främst om att ha en tillräckligt hög och bred kompetens inom indexteori och -metodik samt goda kunskaper om aktuella förhållanden och tendenser inom de varu- och tjänstemarknader där prisutvecklingen skall mätas. Nänmden för konsumentprisindex har också en betydelsefull roll i sammanhanget.

7 KPI för

som underlag stabiliseringspolitik

7.1 Bakgrund

Ett av de huvudsakliga användningsområdena för konsumentprisindex

är att utgöra underlag för utformning och uppföljning av

stabiliseringspolitik särskilt penningpolitik och, mer allmänt, för analyser av den makroekonomiska utvecklingen. Konsumentprisemas

förändringstakt är central variabel i det analysarbete som bedrivs av

en Finansdepartementet, Konjunkturinstitutet och Riksbanken som stöd för den ekonomiska politiken. Banker och andra aktörer på finansmarknaden bedriver ett liknande arbete, närmast med syftet att minska osäkerheten vid handel med värdepapper och finansiella derivat.

En stabil prisnivå är ett viktigt mål för den ekonomiska politiken. Målet kan formuleras som att kronans generella inhemska köpkraft skall oförändrad eller förändras i viss bestämd takt över tiden.

vara

En huvudfråga för utredningen blir därmed konsumentprisindex,

om liksom i dag, kan utnyttjas för stabiliseringspolitiska syften, och framförallt som målvariabel för penningpolitiken. Vi måste dessutom undersöka i vad mån EU:s harmoniserade mått på konsumentprisutvecklingen i medlemsländerna I-HKP är eller kan bli ett realistiskt alternativ.

Diskussionen i detta kapitel är inriktad på två huvudfrågor: 0 hur väl olika konsumentprismått nuvarande KPI, ett KPI enligt

-

utredningens förslag samt I-HKP uppfyller krav som ställs på en

-

målvariabel för penningpolitiken, och

0 valet av mått på underliggande inflation att beräknas och publiceras

av Statistiska Centralbyrån.

Enligt sina direktiv skall utredningen analysera hur index allmänt bör

utformade för olika ändamål, och i detta sammanhang också vara behandla behov att mäta den underliggande inflationen. Under våren 1998 har vidare Riksbanken vänt sig till utredningen för att få hjälp att precisera ett mått på underliggande inflation, som har förutsättningar

110 KPI som underlag för stabiliseringspolitik

att vinna bred acceptans och löpande kan publiceras SCB. som av Riksbanken framhåller i det sammanhanget sådant mått i framatt ett tiden skulle kunna spela direkt roll för penningpolitiken, en mer

0 antingen genom att ersätta KPI som målvariabel 0 eller genom att fungera ett operativt mål vid den löpande som

uppläggningen av politiken.

Utredningens diskussion rörande prisindex målvariabel bör som omfatta inte endast KPI och HIKP utan också väl kända och lättolkade

mått på underliggande inflation. I praktiken handlar det då huvudsakligen om mått där effekter av ändrade indirekta skatter och kapital-

kostnader i egnahem har frånräknats.

7.2 Målvariabel för

penningpolitiken

Penningpolitikens prisstabilitetsmål kan betraktas ett intermediärt, som

stabiliseringspolitiskt mål. En låg och förutsägbar inflationstakt

ses som en nödvändig förutsättning för uppfyllande grundläggande av mer mål, som gäller sysselsättningen och tillväxten i produktion och levnadsstandard.

En bedömning av den grundläggande frågan valet mål-

om av

variabel för penningpolitiken och allmänt arbetsfördelningen

- mer om

mellan penningpolitik och stabiliseringspolitik måste bygga på

annan — ingående analyser utifrån makroekonomisk teori. Sådana analyser

genomförs av den svenska Riksbanken och andra centralbanker. Uppgiften för denna utredning måste uppfattas väsentligt som mer begränsad att mot bakgrund Riksbankens redovisade

- av tolkning av

prisstabilitetsmålet bedöma den praktiska användbarheten hos olika konsumentprismått som underlag för penningpolitiken.

Ett vanligt förekommande synsätt är att ett generellt inflationsmått

skall mäta den genomsnittliga prisutvecklingen för och tjänster i

varor aktuella transaktioner. Historiska anskaffningspriser, för t.ex. varaktiga varor, skulle därmed sakna relevans i sammanhanget, liksom

kalkylmässiga eller imaginära poster. Denna princip har varit

vägledande för uppbyggnaden det europeiska harmoniserade av indexet, I-HKP. Den kan också sägas ha nära till

anknytning en

traditionell, kvantitetsteoretisk på penningpolitiken. syn Det finns emellertid också starka argument för att ett inflationsmått

med stabiliseringspolitiskt syfie, lika väl index med

som annan användning, bör mäta inverkan på kostnaderna för utnyttjande av varor

SOU 1999: l 24 KPI underlag för stabiliseringspolitik l l l

som

och tjänster. Det har t.o.m. hävdats Triplett 1999 att teorin för levnadskostnadsindex har större relevans för konstruktionen av ett inflationsmått än vid användning av index för kompensationsändamål. Som kommer att framgå av den följande genomgången av olika alternativ, anser jag att ett kostnadsbaserat index av det slag som föreslagits i de föregående kapitlen väl fyller kraven på ett inflationsmått

med stabiliseringspolitisk användning.

En viktig fråga är ett allmänt inflationsmått borde omfatta

annan om prisutvecklingen för samtliga och tjänster i ekonomin. Det skulle

varor innebära att inte bara konsumentpriser utan också priser på investeringsvaror borde ingå kanske också något mått på priser/-

kostnader för offentliga konsumtionstjänster. I praktiken har man emellertid i alla länder valt att utforma prisstabilitetsmål i tenner av priserna på enbart privata konsumtionsvaror och -tjänsten Att den svenska Riksbankens prisstabilitetsmål i dag är uttryckt i termer av

konsumentprisindex har motiverats med:

att konsumentprisema är den klart viktigaste komponenten, när det 0

gäller den inhemska köpkraftens utveckling,

att konsumentvaror och -tjänster utgör en mycket stor del av 0

slutledet i försörjningskedjan,

att deras priser innefattar prisimpulser från tidigare led, och direkt

påverkar hushållens välfärd, att måttet är väl känt, publiceras regelbundet med liten eftersläpning

och inte revideras alltför ofta.

När hänsyn tagits till dessa kriterier har KPI ansetts vara överlägset bredare mått, exempelvis BNP-deflatom. De senare framkommer med betydande eftersläpning och kan bli föremål för omfattande revideringar. De kan möjligen också vara mer svårtolkade för allmänheten än konsumentprisindex. Jämförbarhet med andra länder, där den genomsnittliga konsumentprisutvecklingen används som inflationsmått, kan dessutom i sig motivera att man i Sverige utfonnar måttet utifrån enbart konsumentpriser.

Argument har även framförts för att inte bara priser på dagens konsumtionsvaror och -tjänster bör ingå i index, utan också tillgångspriser uttryck för förväntade priser på framtida konsumtion.

som Information utvecklingen på aktiemarknaden och andra tillgångs-

om marknader hör otvivelaktigt till det underlag som en centralbank måste utgå från vid utfornming penningpolitiken. Detta är emellertid enligt

av min mening en fråga om indikatorer och inte om målvariabeln för politiken.

1För fullständig referens, avsnitt 2.4.

se

112 KPI som underlag för stabiliseringspolitik SOU 1999: 124

Här är utgångspunkten att index skall mäta prisförändringars inverkan på kostnaderna för nuvarande innevarande och nännast föregående periods konsumtion. Frågan tillgångspriser i index

om diskuteras därför endast med avseende på hushållens bostadsinnehav

kapitalkostnadsdelen i egnahemsposten jfr. kapitel 5. Diskussionen gäller då närmast om KPI:s kvalitet målvariabel förbättras,

som om index också speglar prisförändringar på andrahandsmarknaden för småhus.

En minst lika viktig fråga är emellertid konsumentprisindex i

om vissa avseenden är tillräckligt snävt definierat för användbart

att vara som inflationsmått i stabiliseringspolitiska sammanhang. Index kan behöva rensas från störningar från utbudssidan, eller allmänt från

mer element som inte anses representera inhemsk inflation i egentlig mening. Det kan t.ex. gälla ränteförändringar, ändringar indirekta

av skatter och variationer i internationella råvarupriser. Om dessa faktorers kortsiktiga inverkan på konsumentprisema tillåts påverka penningpolitikens utformning, kan den komma att motverka sitt syfte.

Det är vanligt att definiera inflation som en fortlöpande höjning av den allmänna prisnivån. Så har exempelvis företrädare för den svenska Riksbanken framhållitgatt det centrala är hur den långsiktiga, eller trendmässiga, inflationstakten utvecklas. Det är denna inflation

som påverkas av den samlade efterfrågan i ekonomin och därmed

av

penningpolitiken. Utbudsstömingar och ändringar av indirekta skatter

och subventioner, förutsätts däremot i allmänhet upphov till endast

ge tillfälliga svängningar i prisstegringstakten runt den långsiktiga nivån. Ett undantag är de fall där sådana störningar bedöms påverka inflationsförväntningama och därmed få mer bestående effekter på

prisstegringstakten, t.ex. via lönebildningen.

Det här refererade synsättet behöver inte innebära att KPI, HIKP och liknande mått är olämpliga grund för ett inflations- eller

som prisstabilitetsmål. Om stömingama faktiskt medför endast tillfälliga svängningar, bör t.ex. KPI:s utfall, räknat över ett år, kunna

par användas för att kontrollera prisstabilitetsmålet uppfylls. Däremot

om kan måttet/målvariabeln då behöva kompletteras med mått på s.k. underliggande inflation i syfte att ge underlag för löpande utfomming och tolkning av politiken. Till sådana mått återkommer vi i nästa avsnitt.

En huvudfråga blir således om olika slags stömingar faktiskt medför endast tillfälliga avvikelser från en trendmässig inflationstakt, eller om deras inverkan är mer långsiktig. I det förra fallet behöver de inte rensas bort ur målvariabeln, utan deras kortsiktiga inverkan kan hanteras i de kompletterande måtten. I det fallet däremot, är det

senare nödvändigt att ta ställning till deras påverkan skall

om anses

SOU 1999: 124 KPI underlag för stabiliseringspolitik 113 som

representera inflation i egentlig mening och därmed ingå i målvariabeln eller inte. I det följande görs ett försök att belysa den frågan för två av de viktigaste typerna av störningar, nämligen:

ränteförändringars direkta effekt på index, eller närmare bestämt 0 inverkan från räntedelen av egnahemsposten, direkt inverkan från ändringar av indirekta skatter. 0

De förändringar grunderna för konsumentprisindex, föreslås i

av som innebär behandlingen räntekostnader ändras detta betänkande, att av väsentligt. Den följande diskussionen gäller bl.a. frågan hur indexets/tolvmånaderstalens användbarhet som målvariabel för penningpolitiken påverkas dels dessa förändringar, dels de förändringar föreslås av som beträffande valet indexfonnel. Vidare behandlas det europeiska av harmoniserade indexet, I-IIKP, alternativ målvariabel, och som avslutningsvis också alternativet att låta ett mått på underliggande inflation utgöra målvariabel. De inflationsmått, som används i stabiliseringspolitiska sammanhang, har i allmänhet i varje fall i Sverige formen tolvmånaderstal, av där den senaste månadens priser jämförs med priserna samma månad året innan. Sådana mått har uppenbara fördelar jämfört med löpande månadsförändringar, eventuellt uppräknade till årstakt. Dels slipper

ta hänsyn till systematiska säsongvariationer, dels mildras

man effekterna mätfel och tillfälliga variationer som inträffar enstaka av månader. De jämförelser mellan olika index, som redovisas i det följ genomgående tolvmånaderstal. avser

Räntor i egnahemsposten

Det troligen allvarligaste problemet med nuvarande konsumentprisindex målvariabel orsakas behandlingen räntekostnaden i som av av egnahemsposten. Förändringar den nominella marknadsräntan av påverkar direkt index delvis med betydande eftersläpning på ett sätt inte kan rimlig tolkning i termer ändrad inflationstakt. som ges en av Som närmare diskuterats i kapitel 4 ger den nuvarande behandlingen av ränteposten inte heller något korrekt uttryck för hur egnahemsägamas kostnader påverkas. Även utifrån andra aspekter än de stabiliseringspolitiska finns således här starka skäl att förändra utformningen av index. Hur ränteförändringar via egnahemsposten har påverkat den uppmätta inflationstakten belyses i diagram 1 jämförelse mellan genom en KPI och KPI exklusive ränteposten KPIX för den senaste tioårs-

1 14 KPI som underlag för stabiliseringspolitik SOU 1999: 124

perioden. Ser man på enbart de första åren perioden kan få

av man intrycket att dessa ränteeffekter är störningar med enbart kortsiktig inverkan på inflationstakten. Men alltsedan 1993 har ränteposten systematiskt dragit ner den registrerade inflationstakten, och tidvis har denna effekt uppgått till en procentenhet eller Orsaken är givetvis

mer. den successiva sänkningen den nominella räntenivån, med viss

av som

fördröjning registreras i nuvarande konsumentprisindex

som en minskning av egnahemsägarnas kapitalkostnader.

Att söka hantera denna typ av långvariga avvikelser med hjälp

av indikatorer på underliggande inflation framstår föga ändamåls-

som enligt. Man måste i stället ta ställning till vilket mått KPI-förändringen med eller utan ränteposten är den adekvata målvariabeln. Det

som ställningstagandet är naturligtvis en fråga för dem som ansvarar för penningpolitiken. Enligt min mening skulle emellertid ett KPI-mått exklusive ränta alternativt, i denna utrednings förslag, med

- som en konstant bostadsrealränta bättre svara mot Riksbankens och andra

centralbankers tolkning av inflationsbegreppet. Det innebär bl.a. att man undviker den effekt i fel riktning på den uppmätta inflationstakten, som uppkommer då ändringar Riks-bankens

av styrränta används för att motverka tendenser till alltför hög eller alltför

låg prisstegringstakt.

Diagram1 lnflatlonstakl: tolvménaderslalenligtKPI,KPIexkl.räntepostenKPIX samt KPImedräntespotenersattmedIndexavseende konstanten realräntaefterskattKPIF

s

SOU 1999: 124 KPI underlag för stabiliseringspolitik 1 15

som

Ett nytt konsumentprisindex

Utredningens förslag förändrad behandling i konsumentprisindex

om

boendekostnader i egnahem innebär att kapitalkostnaden skall av beräknas utifrån konstant bostadsrealränta. Prisvariabeln för detta

en delindex utgörs då prisutvecklingen på småhus, så som den

av registreras i ett fastighetsprisindex. KPIX är i stället ett prisindex där räntedelen egnahemsposten helt enkelt frånräknats. I diagram l görs

av

jämförelse mellan KPIX och den i kapitel 4 föreslagna formen av en index, där konstant bostadsrealränta efter skatt bestämmer vikten i

en index KPIF. z l En grundläggande skillnad mellan serierna KPIX och KPIF i

diagrammet är således att också prisutvecklingen på andrahandsmarknaden för småhus vikt i KPIF. Variationer i marknads-

ges en räntan däremot inget direkt utslag, via egnahemsposten, i något av

ger måtten. Den vikt, enligt förslaget fastighetsprisema, har

som ges inget samband med omsättningen på marknaden för småhus. Om man

att inflationsmåttet bör mäta prisutvecklingen i aktuella anser transaktioner, kan detta uppfattas som en brist med hänsyn till KPI:s användning i stabiliseringspolitiska sammanhang jfr. diskussionen av HIKP nedan. Om inflationsmåttet skall spegla kostnadsutvecklingen uppnår å andra sidan en klar förbättring jämfört med att, som i

man KPIX eller nuvarande UNDIX, inte alls spegla kapitalkostnademas utvecklingen i index.

Effekten att ta med fastighetsprisema i index illustreras tydligt

av

jämför utvecklingen de två serierna i diagrammet. Under om man av krisåren 1992 och 1993 sjönk småhusprisema, och KPIF ligger då markant lägre än KPIX. Förhållandet är det motsatta de tvâ senaste åren, då småhusprisema stigit snabbare än KPI.

Fastighetsprisemas inverkan till resultat att index i allmänhet

ger utvecklas starkare i högkonjunktur och svagare i lågkonjunktur än som

blir fallet. När det gäller egnahemsposten gäller frågan i annars praktiken hur fastighetsprisindex utvecklas i förhållande till KPI totalt. Sett över hela den senaste 20-årsperioden är skillnaden i prisstegringstakt liten, fastighetsprisema uppvisar väsentligt större variationer.

men Återigen måste valet inflationsmått/målvariabel baseras på en

av

precisering innebörden hos penningpolitikens prisstabilitetsmål. Min

av bedömning är dock

att såväl KPI exklusive ränteposten som KPI med en finansierings- 0

kostnad för egnahem baserad på konstant bostadsrealränta är klart överlägsna nuvarande konsumentprisindex som underlag/målvariabel för Riksbankens penningpolitik, och

l 16 KPI som underlag för stabiliseringspolitik

0 att medtagande i egnahemsposten kapitalkostnadsdel enligt av en utredningens förslag i vart fall inte gör KPI-måttet mindre användbart än KPI exklusive ränteposten.

De förändringar av index, som utredningen föreslår, gäller emellertid

inte enbart behandlingen av egnahemsposten. En viktig

annan förändring gäller den allmänna indexkonstruktionen. KPI föreslås vara ett kedjeindex med länkar, år till år, enligt Walshs indexformel kompletterat med en avslutande Laspeyres-länk jfr. redogörelsen i kapitel 3. Den i det här aktuella sammanhanget viktigaste förändringen är att tolvmånadersförändringar föreslås bli redovisade kvoter som mellan indextal, inte beräknade enbart på korttidslänkar som nu av Laspeyres-typ. Den viktigaste fördelen med den föreslagna redovisningssättet är att det resulterar i inflationstal är konsistenta med de officiella som indextalens utveckling och därmed entydig beskrivning hur ger en av konsumentprisnivån har förändrats under den senaste tolvmånadersperioden. Det nuvarande redovisningssättet med två olika mått skapar osäkerhet och tolkningsproblem för många användare. Man undviker också Laspeyres-indexens överskattande bias. Detta är dock mindre av betydelse i stabiliseringspolitiska sammanhang, då det systematiska

felet måttlig storleksordning.

är av En möjlig nackdel med det föreslagna redovisningssättet är att inflationstalen tolvmånaderstal påverkas mellanliggande av en viktrevision. Vid årsskiftena uppkommer ändringar i tolvmånaderstalen som påverkas av ändrade vikter, och alltså inte enbart prisav ändringarna den senaste månaden. Viktrevisionema skapar viss ryckighet hos inflationsmåttet och kan därmed tänkas göra måttet mer svårtolkat. Frågan om viktrevisionemas inverkan har belysts i kapitel 3 ovan. Där framgår att effekten är mycket måttlig storleksordning normalt av ca. 0,1 procentenhet. Viktrevisionema bör därmed inte innebära något problem för tolkningen av index och för dess användning målsom variabel, särskilt de kan särredovisas i rapporteringen index vid som av respektive årsskifte.

HIKP som alternativ

Tillkomsten av ett europeiskt, harmoniserat index för konsumentprisemas utveckling HIKP är givetvis betydelsefull faktor, när det en gäller att ta ställning till frågan lämplig målvariabel för penningom politiken. Det gäller särskilt HHP har utformats specifikt som för att

SOU 1999: 124 KPI som underlag för stabiliseringspolitik 117

fylla stabiliseringspolitiska syften och dessutom utgör målvariabel för den europeiska centralbankens ECB penningpolitik. Mot den bakgrunden skall indexet i det följande jämföras med svenskt KPI det

nuvarande och det som föreslagits av denna utredning. Tyngdpunkten ligger, liksom i föregående avsnitt, på dels behandlingen av boendekostnader i av hushållen ägda bostäder, dels valet av indexformel.

HIKP avses vara ett internationellt jämförbart mått på inflation, avgränsat till den privata konsumtionen. Man har menat att ett sådant mått bör avse förändringar av priser som hushållen betalar för konsumtionsvaror i aktuella transaktioner.

När det gäller ägda bostäder har detta tolkats som att vad som bör ingå är förutom driftkostnader de priser hushållen betalar för att anskaffa nyproducerade bostäder. Tills vidare ingår dock inte bostadsköp i index. Jämfört med nuvarande svenska KPI utesluts följande boendekostnader i HIKP:

0 Boendekostnader i bostadsrättslägenheter imputerad hyra i svensk

KPI, 0 Räntekostnader, avskrivningar, fastighetsskatt och villaförsälcring,

eftersom också de betraktas som imputerad hyra, 0 Kostnader för reparationer och underhåll annat än rutinmässigt,

eftersom de inte räknas som konsumtion i COICOP.

Hur man skall göra i framtiden utreds i en s.k. Task Force. De alternativ som diskuteras är 0 att en nettoanskaffningsindex skall ingå i I-HKP, 0 att medlemsländerna skall beräkna och redovisa ett sådant index,

men att det officiella HIKP även fortsättningsvis skall beräknas exkl. bostadsköp,

0 att ingen förändring skall göras HIKP beräknas också fort-

-

sättningsvis exkl. bostadsköp.

Ser man enbart till användningen som målvariabel för penningpolitik framstår HIKP:s behandling av egnahemsposten som mindre problematisk än den i nuvarande KPI, eftersom man undviker de problem som har att göra med ränteförändringar. Enligt min uppfattning har emellertid också HIKP:s behandling av boendekostnader betydande svagheter. Att som nu helt utesluta stora delar av boendekostnadema ur index innebär att en väsentlig del av kostnaderna för hushållens konsumtion inte beaktas. Om i stället en nettoanskaffningsindex införs, för man in ett element med över tiden kraftigt varierande vikt som har föga samband med storleken på hushållens boendekostnader. Variationema i bostadsbyggandet kommer att påverka totalindex på ett

underlag för stabiliseringspolitik SOU 1999: 124 118 KPI som

sätt är mycket svårt att tolka i kostnadstcrmer. Det är givetvis

som möjligt att över tiden utjämna vikten, men i så fall försvagas anknytningen till aktuella transaktioner. Härtill kommer att det statistiska underlaget, byggnadsprisindex, har osäker kvalitet, särskilt under perioder med lågt bostadsbyggande.

För närvarande exkluderas i I-IIKP också huvuddelen av posten hälso- och sjukvård läkarvård, tandvård och receptbelagda läkemedel. På detta område skall dock täckningen ökas vid årsskiftet, samtidigt

också vissa omsorgstjänster tas in i HIKP. I det senare fallet har som

valt den kostnadsansatsen för behandling av inkomst-beroende man taxor, d.v.s. ansats föreslås i detta betänkande kapitel 5.

samma som

Den vid sidan bostadsposten mest betydelsefulla skillnaden

av mellan HIKP och det utredningen föreslagna KPI gäller emellertid

av valet indexformel. Under förutsättning att:

av

dels index typ Laspeyres anses vara en lämplig grund för

en av

beräkning av tolvmånaderstal,

dels centralbankens på inflationsmålet snarast svarar mot ett

syn

KPI-mått exklusive direkta ränteeffekter, framstår HIKP i sin nuvarande form som ett näraliggande alternativ

målvariabel för penningpolitiken. Den har också fördelen att som möjliggöra direkta jämförelser med den uppmätta inflationstakten i andra EU-länder.

Ett Laspeyres-index systematisk överskattning av levnads-

ger en kostnademas utveckling. Å andra sidan undviker liksom med

man nuvarande svensk korttidsindex de tolkningsproblem som kan tänkas

uppkomma i samband med viktrevisioner vid årsskiftena. Systematiska fel i index bias utgör inte något betydelsefullt problem, då index används som målvariabel eller i andra stabiliseringspolitiska sammanhang. Detta förutsatt att bias kan bedömas ha måttlig storlek, något som gäller för sådan substitutionsbias uppkommer då man använder

som index av typ Laspeyres.

En jämförelse mellan HIKP och nuvarande KPI exklusive ränteposten visar att överensstämmelsen mellan de två måtten har varit mycket god under 1997 och 1998. Men under hela 1996 fanns en avvikelse i storleksordningen procentenhet d.v.s. gott och väl

en tillräcklig för att kunna medföra olika bedömningar av måluppfyllelsen i penningpolitiken. Orsaken kraftiga prishöjningar för poster som

var ingår i svensk KPI men inte i HIKP. Bl.a. höjdes fastighetsskatten samt priserna på bostadsreparationer och på läkemedel.

I flera fallen rör det sig poster, där förändringar nu övervägs i

av om fråga grunderna för HIKP. Skillnaderna illustrerar således den brist

om på stabilitet än så länge vidlåder denna index, och som också varit

som ett skäl för Riksbanken att tills vidare avstå från att använda den som

SOU 1999: 124 KPI underlag för stabiliseringspolitik l 19

som

målvariabel. Enligt min mening är osäkerhet HlKPzs framtida

om utformning fortfarande ett icke oväsentligt skäl mot att använda detta index som målvariabel ett skäl som måste vägas mot fördelar främst i

form av jämförbarhet med andra EU-länder.

Indirekta skatter och UNDIX

Nästa fråga gäller inverkan på KPI-utvecklingen förändringar i indi-

av rekta skatter eller närmare bestämt av sådana indirekta skatter och

subventioner som lagts direkt på konsumtionsvaror och -tjänsten I den mån systematiska skillnader föreligger mellan prisutvecklingen inklusive och exklusive indirekta skatter måste valet målvariabel bli

av beroende hur inflationsmålets innebörd tolkas d.v.s. penning-

av - om politiken på medellång sikt utformas så att inverkan ändrad

av beskattning på inflationstakten elimineras, eller målet i praktiken

avser prisutvecklingen exklusive skatte- och subventionseffekter.

Den indirekta beskattningens inverkan på index tolvmånaderstal belyses i diagram 2 genom en jämförelse mellan utvecklingen å

av ena sidan KPI exklusive ränteposten och å andra sidan ett konstantskatteindex, där inverkan från skatte- och subventionsändringar i slutledet räknats bort. Jämförelsen begränsas här till tiden efter

att avse skattereformen.

SCB:s beräkningar av indexserien UNDIX föreligger endast för tiden fr.o.m. 1995. För tidigare år används här i stället Riksbankens egna beräkningar med beteckningen UNDl, dock med borttagande av den deprecieringskorrektion tillämpades i beräkningarna för

som tiden från november 1992 till maj 1994.

Resultaten skiljer sig kraftigt från dem framkom beträffande

som ränteposten i konsumentprisindex. Utvecklingen de sju senaste åren tyder på att förändringar av indirekta skatter inte har systematiskt påverkat den registrerade, trendmässiga inflationstakten. För enskilda år kan de indirekta skattemas effekt betydande. Ändå blir bilden

vara av inflationstakten under perioden och av graden måluppfyllelse hos

av penningpolitiken i stort sett densamma oavsett KPIX eller UNDIX

om används målvariabel.

som

120 KPI underlag för stabiliseringspolitik som

Diagram Konsumentprisindex2: exklräntorutanjusteringKPIX resp.medjusteringför efiekteravförändradeindirektskatterUND1IUND1X. 9.00

AA

i /l -—UND1

imam

/

M

A‘‘/Qbcx

k

0.00 namn

S 3 ‘£93 8 " v. å W

§T‘*as§§:§E R

u o UND1: ;noteringutan Iârdcpnehringufløhhr

I princip bestäms givetvis valet mellan konsumentprisindex och ett konstantskatteindex målvariabel om prisstabilitetsmålet bör som av tolkas i termer prisutvecklingen inklusive eller exklusive indirekta av skatters och subventioners inverkan på levnadskostnademas utveckling. Enligt min mening finns starka skäl att knyta målet till den faktiska utvecklingen hushållens levnadskostnader. Det föreslagna KPI, av än ett konstantskatteindex, är i så fall den relevanta målsnarare variabeln. Skatteändringars kortsiktiga inverkan bör då belysas med mått på underliggande inflation, och deras roll i det sammanhanget behandlas i nästa avsnitt.

7.3 Mått inflation

på underliggande

Mått på underliggande inflation syftar till att uppfattning om den ge en långsiktiga eller trendmässiga inflationstakten i ekonomin. De skall därigenom stöd för den löpande utformningen och tolkningen av ge penningpolitiken. Som minimikrav för ett mått på underliggande inflation bör gälla: dels att dess utveckling på medellång sikt t.ex. räknat över en femårsperiod inte systematiskt awiker från målvariabelns, dels att det uppvisar mindre variationer än målvariabeln sett i ett tidsperspektiv på ett å två år. I det följande används dessa kriterier i en stegvis jämförelse mellan KPI och tre de fyra mått som används av Riksbanken UNDIX, av - UND3 och UNDINHX. Gemensamt för dessa mått är att man där

SOU 1999: 124 KPI som underlag för stabiliseringspolitik 121

räknar bort bestämda komponenter i prisutvecklingen ändringar i indirekta skatter och/eller prisändringar på varor som valts ut på förhand t.ex. oljeprodukter. Jämförelser skall emellertid göras också med mått där varugrupper rensas bort utifrån kriteriet att de uppvisar särskilt höga eller särskilt låga prisökningstal i den aktuella perioden.

Slutligen finns även mått på underliggande inflation, som konstruerats utifrån mer eller mindre specificerade ekonomiska modeller för prisutvecklingen. Underliggande inflation definieras då exempelvis som den del av den uppmätta inflationen, som på lång sikt inte har någon inverkan på produktionsvolymen. Med hjälp

av ekonometrisk teknik, och med konsumentprisindex och något mått på

produktionsvolym som indata, skattas ett mått på underliggande

inflation. Liknande beräkningar görs också inom den svenska Riksbanken.

Min bedömning av detta slags modellbaserade mått är, att de visserligen kan vara användbara som en del av analysunderlaget för en centralbanks politik, att de inte kan fylla funktionen ett för

men som allmänheten begripligt och allmänt accepterat mått på underliggande inflation.

Indirekt skatt

Det konstantskatteindex som nu publiceras av SCB UNDlX är ett mått på underliggande inflation, där direkta effekter av förändringar i indirekta skatter frånräknats. Måttets utveckling i förhållande till ett konsumentprisindex utformat så som föreslås i denna utredning, eller räknat exklusive räntedelen egnahemsposten, kommenterades redan

av i förra avsnittet, i anslutning till diagram UNDIX har under perioden efter skatterefonnen väl uppfyllt kriterierna för att vara en god utjämnande indikator, som eliminerar inverkan tillfälliga störningar på

av KPI, exkl. ränteposten i det nuvarande indexet.

Det måste emellertid understrykas, att resultaten baseras på utvecklingen under relativt kort, historisk tidsperiod. Om det i fram-

en tiden förekommer längre perioder med successiv förändring uppåt eller nedåt av indirekta skatter eller subventionsnivåer, försämras måttets kvalitet som utjämnande indikator.

I UNDIX frånräknas endast effekterna av ändrade skattesatser i slutledet, d.v.s. vid försäljningen till hushåll. En alternativ ansats är att konstanthålla också de skatter som lagts på tidigare led och som belastar konsumentprisema indirekt, exempelvis skatter på energivaror

som används i hyreshus, i industrin och tjänstesektorema.

122 KPI underlag för stabiliseringspolitik

som

Ett annat tänkbart alternativ är nettoprisindex. Dess innebörd skiljer sig från de två andra indexseriemas i två viktiga avseenden:

I nettoprisindex mäts priset exklusive nettot av indirekta skatter och 0

subventioner. I stället för att konstanthållas har de indirekta skatterna alltså dragits från konsumentpriset, och subventions-

av beloppen har lagts till. Alla indirekta skatter också på arbetskraft och alla subventioner,

t.ex. räntebidrag till hyreshus som belastar den privata konsumtionen, har dragits av resp. lagts till.

Nettoprisindex är således inte primärt ett mått på prisutvecklingen för hushållen. Det mäter i stället utvecklingen av de nettopriser, som erhålls producenter konsumtionsvaror och -tjänsten En mer

av av allmän diskussion måttets användbarhet följer i kapitel

av

Nyckelfrågan, när vill tolka indexserier konstantskattetyp,

man av gäller övervältring incidens av olika slags indirekta skatter. För mervärdeskatt och punktskatter tas ut vid försäljning konsumtions-

som av

t.ex. bensinskatt, tobaks- och alkoholskatter brukar man anta varor - —— fullständig övervältring framåt, d.v.s. att förändringar i skattesatserna helt slår igenom på konsumentprisema. Det innebär att konstantskatteindexet kan tolkning i termer av prisutveckling i frånvaro av

ges en skatteändringar. Men antagandet är inte självklart ens i detta fall. Och vidgar perspektivet till att omfatta också skatter längre tillbaka i

man förädlingskedjan blir det allt mindre rimligt. Vem som till slut får betala exempelvis höjning skatten på drivmedel för lastbilar är

en av inte lätt att säga, och höjningen i stället gäller en allmän arbets-

om givaravgift är övervältring bakåt genom svagare löneutveckling ett näraliggande alternativ.

Det framstår mot den här bakgrunden som rimligt att i ett konstantskatteindex begränsa korrektionen för skatteändringar till att omfatta skatter i slutledet. Slutsatsen stöds också att UNDIX under 1990-

av talet har väl fyllt funktionen utjämnande indikator på

som en utvecklingen KPI exklusive direkta ränteeffekter. Eventuellt skulle

av korrektionen kunna utvidgas till att omfatta också vissa skatter som uttas nära konsumentledet, och där sannolikheten för övervältring framåt på konsumentpriset bedöms vara hög. Tänkbara exempel är energiskatter belastar hyresfastigheter och alkoholskatter i

som

restaurangverksamhet.

SOU 1999: 124 KPI underlag för stabiliseringspolitik 123 som

Varor med stora prisvariationer

Nästa fråga gäller inverkan på den uppmätta inflationstakten prisav variationer på marknader särskilt känsliga för olika slags som anses utbudschocker. Ofia anförda exempel är marknaderna för petroleumprodukter och vissa "stömingsbenägna livsmedel kaffe, frukt och som grönsaker. Utvecklingen under år ett index exklusive dessa senare av varugrupper UND3, tyder dock inte på att vidareförädlingen skulle förbättra måttets egenskaper indikator på underliggande inflation. som Den korta jämförelseperioden gör dock resultaten osäkra.

En mer entydig bild framkommer, i stället jämför UNDlX om man med Riksbankens mest avskalade mått på underliggande inflation,

UNDINHX, där ett stort antal med relativt stort importinnehâll varor har uteslutits. Prisutvecklingen för denna undergrupp inhemska av varor och tjänster uppvisar systematiskt högre prisstegringstakt än en UNDlX och följaktligen också högre än KPI, såväl exklusive som inklusive egnahemsräntor. Orsaken torde andelen tjänster vara, att är väsentligt högre än i totalindex, och att tjänsterna på grund sin högre arbetskraftandel i produktionen haft systematiskt högre prisökningstakt

än varor. Man kan här liksom då det gäller KPI-mått inklusive respektive — exklusive ränteposten ställa frågan ett importrensat mått - om av typen UNDINHX är ett rimligt alternativ till KPI målvariabel. Men det som är svårt att se att utvecklingen för ett partiellt och tjänstedominerat mått av detta slag skulle kunna uttryck för den allmärma konsumentses som prisutvecklingen, eller inflationstakten, i Sverige. Måttets tydliga bias i förhållande till KPI-måtten gör det också svårt att utnyttja som indikator på trendmässig eller underliggande inflation.

Mer allmänt kan ifrågasätta metoden att utslutning man genom av varugrupper med stort importinnehâll söka renodla de inhemska

inflationsimpulsema. Ansatsen innebär ofrânkomligen ett antal oklarheter och tolkningsproblem. Exempelvis påverkas prisutvecklingen för

dessa varor förutom världsmarknadspriser också växelkursen, av av av prisdifferentiering mellan Sverige och andra länder svenska samt av handelsmarginaler. Alla dessa faktorer förefaller spegla svensk inflation snarare än störningar från utlandet. Om vill måtten man resa från prisimpulser från internationella varumarknader, borde prisför-

ändringarna på dessa marknader räknade i dollar eller helst - euro räknas bort med vikter avspeglar importens vikt i svensk som konsumtion. Beräkningssättet i UNDINH får uppfattas nödsom en

lösning, motiverad att tillförlitligt underlag saknats för sådana

av mer

ambitiösa kalkyler.

124 KPI underlag för stabiliseringspolitik

som

Diskussionen mått på underliggande inflation har hittills avsett

av relativt icke-tekniska metoder, där vissa förutbestämda komponenter i prisutvecklingen räknas bort eller utjämnas över tiden. Det finns också anledning att kommentera några ansatser med närmare anknytning till statistisk teori.

De statistiska ansatsema går i allmänhet ut att reducera inslaget

tillfälliga störningar i indexserier som bygger på prisobservationer av för ett stort antal eller Olika aggregeringsregler,

varor varugrupper.

avviker från det vägda genomsnittet, testas mot norm för som en trendmässig eller underliggande inflation, t.ex. ett treårigt, centrerat genomsnitt för KPI:s ökningstakt. Rekommendationema går då oftast ut bör använda ett trimmat, vägt genomsnitt, där de 5-10%

att man

visar högst lägst prisändring tagits bort. av varorna som resp. Diskussionen t.ex. Bryan och Cechetti, 1993’ bygger till stor del

hos

på att mycket kortsiktiga, uppmätta förändringar i index från en

månad till nästa, tremånaderstal etc. läggs till grund för politiken. Det

är knappast fallet i Sverige, där tolvmånaderstalens utveckling är i centrum för intresset, vilket förut framhållits måste betraktas som

som en klar fördel.

Mått det här aktuella slaget har under de senaste åren beräknats

av

SCB för Riksbankens räkning. Jämförelser med utvecklingen för av KPI exklusive räntedelen egnahemsposten tyder på att måtten

av knappast uppfyller kraven på god utjämnande indikator för

att vara en KPIX. I stället förefaller de systematiskt ha underskattat målvariabeln, samtidigt den utjämnande effekten inte är påtaglig. Tendensen till

som underskattning kan elimineras utformar trimningen

genom att man asymmetriskt och på grundval erfarenheter från en längre, historisk

av period. Utvecklingen under 1990-talet skulle i så fall tala för att man bör utesluta något större andel i den nedre än i den övre

en av varorna

fördelningen. Ett sådant index skulle dock troligen uppfattas ändan av

alltför konstgjort och svårtolkat för att bli allmänt accepterat som

mått på underliggande inflation. som

7.4 Sammanfattning

Nuvarande konsumentprisindex har betydande nackdelar som inflationsmâtt, främst beroende på behandlingen av räntor i egnahemsposten. Min bedömning är att ett index inte direkt påverkas av

som nominella ränteändringar är bättre lämpat för stabiliseringspolitiska

2 Bryan, Michael F. och Cecchetti, Stephen G.: Measuring inflation.

core Working Paper No. 4303, NBER, Cambridge MA, 1993.

SOU 1999: 124 KPI som underlag för stabiliseringspolitik 125

syften, och särskilt som målvariabel för penningpolitiken. Diskussionen i detta kapitel har därför här inriktats på fyra andra alternativ, nämligen:

Det nya KPI, som föreslås i denna utredning KPI exklusive ränteposten Det europeiska indexet, HIKP Ett konstantskatteindex.

De förändringar i konsumentprisindex, som föreslås i detta betänkande, gör enligt min mening indexet väsentligt mer användbart också som målvariabel. Det föreslagna indexet ger en mer realistisk bild av kostnadsutvecklingen i egnahem och undviker de problem med inverkan från nominella ränteändringar, som utmärker nuvarande KPI. Att awikelser mellan fastighetsprisemas och övriga konsumentprisers utveckling ger visst utslag gör indexet mer konjunkturkänsligt men behöver inte utgöra någon begränsning för användbarheten i penningpolitiska sammanhang. De förändringar av de redovisade tolvmånaderstalen, uppkommer i samband med viktrevisioner vid års-

som skiftena ligger nonnalt i storleksordningen 0,1 procentenhet. De kan enligt min uppfattning inte betraktas som ett betydelsefullt problem.

Om man inte anser att förändringar i småhusprisema bör påverka inflationsmåttet, är det mest näraliggande alternativet att räkna index exklusive kapitalkostnadsdelen av egnahemsposten. På längre sikt torde detta inte innebära någon märkbar skillnad jämfört med hela KPI enligt förslaget. Att använda ett inflationsmått som avviker från det officiella KPI har emellertid klara nackdelar med hänsyn till värdet av att utgå från ett för allmänheten välkänt index.

Det viktigaste argumentet för att välja alternativet HIKP som målvariabel är att man därigenom uppnår direkt jämförbarhet med inflationsmått för andra EU-länder och med målvariabeln för den europeiska centralbanken. Mot detta måste ställas att oklarhet fortfarande gäller om I-lIKP:s framtida utformning på viktiga punkter. En fortlöpande förändring av beräkningsgrundema för indexet/målvariabeln kan minska penningpolitikens trovärdighet. Om långsiktigt verkande regler för HIKP läggs fast inom de närmaste åren, stärks emellertid argumenten för att använda detta index som målvariabel också i Sverige.

Om ett mått på underliggande inflation skall användas som målvariabel, framstår ett enkelt och lättbegripligt konstantskatteindex som det bästa alternativet. Vid kortsiktiga variationer utan trendmässig systematik i den indirekta beskattningen uppnår man därigenom en viss utjämnande effekt på den uppmätta inflationstakten. Här liksom då det gäller KPI exklusive kapitalkostnadema måste det dock ses som en

5 19-2022Konsumentprisindex

126 KPI som underlag för stabiliseringspolitik SOU 1999: 124

nackdel att arbeta med ett mitt som skiljer sig från det välkända KPI. Detta framstår som ett starkt argument för att, liksom låta ett

nu, konstantskatteindex komplettera den officiella målvariabeln oavsett om denna är KPI eller HIKP i stället för att ersätta den.

Det mått på underliggande inflation, som publiceras månadsvis av SCB, bör således vara ett konstantskatteindex där ändringar av indirekta skatter och subventioner i slutledet frånrälcnas. Eventuellt kan korrektionen utvidgas till att omfatta också vissa skatteändringar i

tidigare led t.ex. ändringar av energiskatter i den mån de belastar

hyresfastigheter, om sannolikheten för övervältring på konsumentpriset hyran bedöms vara hög. Indexet bör ges en ny beteckning

förslagsvis konstantskatteindex KSI för att skilja det från nuvarande

- UNDIX, där också räntedelen i egnahemsposten frånrälcnats.

Som underlag för utfomming av penningpolitiken behövs, utöver

KSI, också andra indikatorer på inflationstrycket i ekonomin. Vissa av dessa bör troligen också vara mått på underliggande inflation med anknytning till KPI. Valet av sådana kompletterande mått måste bedömas av Riksbanken.

Utredningen har inte funnit något som tyder på att en mer effektiv utjämning än i ett enkelt konstantskatteindex kan nås genom att räkna bort petroleumprodukter, kaffe och vissa andra varugrupper med stora prisvariationer, d.v.s. med mitt av typen UND2 och UND3. Mått av typen UNDINI-I, där varugrupper med stort importinnehåll har rensats bort, uppvisar systematiskt högre prisutveckling än KPI.

Statistiskt trimmade mitt, där de 5-10% av varorna med högst resp. lägst prisökningstakt räknats bort kan tänkas vara en konkurrent till exempelvis KSI som indikator på underliggande inflation. Om ett sådant mått skall utformas så att det blir en god utjämnande indikator, blir det dock troligen alltför svårtolkat för att kunna bli allmänt accepterat.

SOU 1999: 124 127

8 index

Kompletterande

I direktiven ställs, mot bakgrund av uppgiften att kartlägga olika användningsområden för index, frågan flera index bör ersätta eller

om komplettera KPI. Sådana index skulle t.ex. kunna vara:

index för olika kategorier hushåll, index inklusive direkta skatter och med avdrag for sociala förmåner bruttoprisindex,

0 index exklusive indirekta skatter och med tillägg för subventioner

nettoprisindex, 0 index med konstant indirekt beskattning.

Frågor kompletterande index har berörts tidigare i betänkandet, vad

om gäller dels kategoriprisindex kapitel 2, dels mått på under-liggande inflation kapitel 7. Den tänkbara användningen av kategori-prisindex har närmast att göra med kompensation för prisändringar i socialförsäkringssystemet och med möjligheter att analysera köpkrañsutvecklingen för skilda kategorier hushåll. Mått på underliggande inflation t.ex. konstantskatteindex av typ KSI eller nuvarande

- UNDlX har däremot i första hand intresse i stabiliseringspolitiska

sammanhang. Ett konstantskatteindex kan dock, liksom nettoprisindex, tänkas vara användbart för kompensationsändamål i vissa situationer. Syftet är då närmast att neutralisera effekten på index av en växling mellan indirekt och direkt beskattning.

I detta kapitel skall behovet av kompletterande indexmått diskuteras huvudsakligen med inriktning på användningen för kompensationsändamål och for beräkning av realinkomst- eller köpkraftsutveckling. Frågor om användning som underlag för penningpolitik och annan stabiliseringspolitik kommer däremot att behandlas endast mycket kortfattat.

128 Kompletterande index SOU 1999: 124

l Kategoriprisindex

Syftet med prisindex för specifika kategorier är att öka precisionen när index används för att kompensera hushåll för de grupper av förändringar av levnadskostnaderna som just de erfarit, samt att öka precisionen vid beräkningar realinkomstutvecklingen för olika av grupper av hushåll. Studier tyder dock på att skillnaderna i levnadskostnadsutveckling mellan olika kategorier hushåll är små av En förutsättning för att det skall uppstå skillnader mellan utvecklingen av ett index för en viss kategori hushåll och indexet för samtliga hushåll, är att konsumtionens relativa sammansättning är olika samt att de konsumtionsområden har avvikande relativ vikt också har som en en

prisutveckling som skiljer sig från den allmänna prisutvecklingen.

Områden som läkarvård, tandvård, läkemedel, barn- och äldreomsorg samt lokaltrafik prissätts delvis utifrån politiska överväganden och är föremål för en betydande subventionering De kan därför möjligen i större utsträckning än andra områden vara föremål för stora relativprisändringar. Den omständigheten kan främst förväntas resultera i avvikande resultat för 0 pensionärshushåll eftersom de står för hela konsumtionen äldreav omsorg samt därför att de har en förhållandevis stor konsumtionsandel avseende läkarvård, tandvård och läkemedel; 0 barnfamiljer eftersom de för hela konsumtionen barnsvarar av omsorg.

Avgifter för barnomsorg utgör knappt 1 procent av den privata konsumtionen. Eftersom familjer med barn under 18 år står för ungefär 40 procent av den privata konsumtionen kan avgifterna för barnomsorg uppskattas stå för ungefär 2 procent av konsumtionen i dessa hushåll. Det innebär att en förändring relativpriset på barnomsorg med säg av 25 procent skulle påverka kategoriprisindexet med 0,3 procentenheter mer än indexet för samtliga hushåll. Om kategorin definierades mer

1 Se t.ex. Bureau of Labor Statistics, 1989: A Comparative Analysis of Price Indexes Produced by National Governaments for Older Consumers. Uppsats av Charles Mason, Mary Lyrm Schmith, Robin Duncan and Nathan Amble, presenterad vid 1989 års Joint Statistical Meetings Section on Govenment Statistics. 2 Även priserna för enskilda åtgärder/preparat inom tandvård respektive på om läkemedel, inte bestäms genom politiska beslut, begränsas vad hushållen får betala av utfonrmingen av den allmärma tandvårdsförsälcringen respektive av läkemedelsförmånen.

SOU 1999: 124 Kompletterande index 129

snävt så skulle också skillnaden jämfört med totalindexet givetvis bli större.

Konsumtionen av läkarvård, tandvård och läkemedel utgör knappt 2‘/2 procent av den privata konsumtionen, medan avgifter för äldre-

omsorg inkl. inackorderingsavgifter i särskilt boende utgör drygt

en halv procent. Tillsammans uppgår andelen alltså till ungefär 3 procent. I hushåll med minst en folkpensionär kan motsvarande konsumtions-

andel uppskattas till storleksordningen 8 procent i genomsnitt. En

genomsnittlig relativ prisförändring på dessa konsumtionsområden med säg 10 procent skulle därför påverka kategoriprisindexet med

0,5 procentenheter mer än den påverkar indexet för samtliga hushåll.

Det sker relativprisförändringar även på områden med marknadsprissättning. T.ex. kan vi konstatera att sådana varor som utnyttjar en i snabb takt allt effektivare teknologi blir allt billigare relativt andra varor och tjänster åtminstone sedan hänsyn tagits till värdet av

-

kvalitetsförbättringar. Prissänkningama på persondatorer, av lika

standard, bidrar till en sänkning av KPI med knappt 0,1 procent per år. Priserna på TV-apparater, ljudanläggningar o.d. har sjunkit med 46 procent sedan 1980. Eftersom KPI under samma period stigit med 157 procent är den relativa prisnedgången 79 procent i genomsnitt nästan

- 8 procent per år. Tillsammans med persondatorerna motsvarar dessa relativa prisnedgångar en årlig sänkning av KPI med drygt 0,1 procent, räknat på aktuella konsumtionsvikter. Ett hushåll som inte alls konsumerar den typen av varor skulle alltså underkompenseras i mot-

svarande utsträckning. Livsmedelsprisema har relativt KPI sjunkit med i genomsnitt

0,8 procent per år sedan 1980 t.o.m. 1989 noterades genomsnittlig

en årlig uppgång på 1,4 procent. Sådana förändringar saknar dock betydelse vid beräkningar av index för olika kategorier eftersom livsmedlens andel av budgeten varierar mycket litet mellan olika inkomstlägen eller mellan socioekonomiska grupper. I den utsträckning som hushåll i olika kategorier konsumerar olika typer av livsmedel kan dock skillnader uppstå, åtminstone temporärt. Exempelvis utgör konsumtionen av kaffe 0,5 procent av den privata konsumtionen. Av ett genomsnittligt pensionärshushålls konsumtion kan kaffet uppskattas svara för l procent. Skillnaden på 0,5 procent innebär att KPI

underkompenserar pensionärshushållen vid relativprishöjningar på kaffe och överkompenserar vid relativprissänkningar. Om relativpris-

förändringen från ett år till nästa är 20 procent, vilket inte är osannolikt för just kaffe, blir felkompensationen 0,1 procent. Sett över längre

en tidsperiod blir dock skillnaden mycket liten. Relativpriset på kaffe har sedan 1980 sjunkit med i genomsnitt drygt 3 procent år vilket i vårt

per

130 Kompletterande index SOU 1999: 124

räkneexempel skulle innebära genomsnittlig årlig överkompensation

en på knappt 0,02 procent.

De här räkneexemplen antyder att skillnader mellan index för olika kategorier hushåll kan förväntas vara små. Eftersom skillnaderna i konsumtionsvanor mellan hushåll inom olika kategorier i många fall är större än skillnaderna mellan olika kategorier, kan man inte räkna med

att användningen av kategoriprisindex ökar precisionen i olika

tillämpningar särskilt mycket. Det bör framhållas att exemplen, liksom beräkningar av kategoriprisindex i allmänhet, baseras på ett urval av varor och tjänster, som valts ut för att vara representativt för total-

indexets indexpopulation.

Eventuellt skulle systematiska skillnader i levnadskostnademas

mer utveckling mellan inkomstgrupper eller mellan pensionärer och för-

värvsarbetande i en del fall kunna urskiljas, det utnyttjade pris-

- om materialet avsåg specifikationer av varor och tjänster som är representativa för respektive Det ställer emellertid krav på

grupp. mer omfattande prismätningar än i nuvarande KPI, mätningar som också belyser förekomsten av prisdiskriminering mellan olika köparkategorier.

Beräkning av kategoriprisindex ställer också större krav på viktunderlag för index. Framtida hushållsbudgetundersökningar skulle behöva göras väsentligt mer omfattande och detaljerade. Urvalet av hushåll måste utökas. Konsumtionens varusammansättning på detaljerad nivå måste beskrivas för olika hushålls kategorier, liksom fördelningen mellan inköpsställen.

Med hänsyn till resursåtgången framstår emellertid sådan ut-

en byggnad av de löpande indexberäkningama inte ett realistiskt

som alternativ. Det saknas också tydliga önskemål från olika indexanvändare om att anknyta prisomräkningen för olika förmåner till index för respektive kategori. Mot denna bakgrund finns enligt min mening inte tillräckligt starka skäl för att föreslå löpande beräkningar

av kategoriprisindex.

8.2 Bruttoprisindex

För analys av köpkraftsutvecklingen hos olika slags beskattade bruttoinkomster, t.ex. löner, kan ett index inklusive direkta skatter tänkas vara av intresse. Eventuellt skulle i ett sådant index också

man göra avdrag för inkomstövertöringar från den offentliga sektorn till den aktuella kategorin hushåll, t.ex. löntagarhushåll.

I Sverige liksom i många andra länder beräknades levnadskostnadsindex till en början som ett bruttoprisindex, d.v.s. inklusive såväl

SOU 1999: l 24 Kompletterande index 131

direkta som indirekta skatter. Syftet var att indextalen skulle visa vilken inkomst före direkt skatt som behövdes för att den disponibla inkomstens köpkraft skulle bibehållas. Såväl levnadskostnadsindex med juli 1914 som bas som serien med 1935 som basår beräknades till en början inklusive såväl direkta som indirekta skatter. Under 1940talet infördes också en justering för sociala förmåner i dessa indexserier. Indexseriema enda hushållstyp, arbetar- och lägre

avsåg en tjänstemannahushåll i städer och tätorter. Ett betydelsefullt användningsområde var att bilda underlag för indexering av löner.

Från slutet av 1940-talet kom emellertid en indexserie utan direkta skatter att betraktas som huvudserien. Beräkningarna av bruttoprisindex upphörde med utgången år 1954 i samband med tillkomsten

av av konsumentprisindex. Skälen för att utesluta direkta skatter och subventioner i proposition 250 till 1948 års riksdag, där bl.a.

angavs följande anfördes:

Befogade invändningar kunna redan ur statistisk synpunkt göras mot att vid

levnadskostnadsberälmingama medtaga skatter och socialpolitiska

förmåner, eftersom dessa faktorer och förändringar i fråga om dem göra sig

gällande på helt olika sätt för olika inkomsttagare; skiljaktighetema göra sig

endast gällande olika lönelägen emellan utan även mellan olika

inkomsttagare i samma löneläge med hänsyn till familjens storlek m.m., och

en index, som inkluderar direkta skatter och socialpolitiska förmåner, blir

därför knappast tillräckligt representativ för de alhnänna levnadskost-

nadema. Av än större betydelse äro emellertid de praktiska verkningar, som

uppkomma, därest löner och pensioner till sin storlek göras beroende av en

dylik indexberälming. Såsom i det föregående framhållits måste det anses

olämpligt, .om en avsiktligt företagen minskning eller ökning av det

allmärma skattetrycket till sin effekt motverkas genom att penninglönema

sänkas respektive höjas. Det motsvarande gäller för det fall, att

socialpolitiska förmåner tillskapas för att bereda utgiftslindringar; det kan i

sådant fall knappast anses rimligt att av sådan anledning en lönesänkning

kommer till stånd. Det må framhållas, att de svängningar i levnads-

kostnadstalen och därmed även i lönenivån, som kunna uppkomma till följd

av det nu tillämpade beräkningssättet, äro betydande, eftersom skatter och

sociala förmåner upptaga ett förhållandevis stort utrymme inom

konsumtionsbudgeten för den s.k. indexfamiljen.

1958 års indexutredning föreslog i sitt betänkande att indextal med direkta skatter och minus vissa sociala förmåner skulle beräknas för skilda hushållstyper och inkomstklasser. De skulle uttrycka hur stor ökning av inkomsten före skatt en hushållsgrupp behöver för att kompenseras för inträffade prisförändringar. Eventuellt skulle indexama också bilda underlag för beräkning av reallöneutvecklingen efter skatt reallöneindexar. Årsvis beräkning sådana bruttoindex-

av serier, baserade på material från 1958 års levnadskostnadsundersökning, med uppdelning efter inkomstklass och hushållstyp sammanlagt 13 kategorier genomfördes för åren 1959-1966.

132 Kompletterande index SOU 1999: 124

Det rör sig således här om speciell typ av kategoriprisindex, beräknat som kompensationsindex. De allmänna synpunkter på kategoriprisindex, som redovisades i förra avsnittet är tillämpliga också här. Beräkningar av sådana index kan vara värdefulla som underlag för analys av fördelningsfrågor, rör levnadskostnads- och realin-

som komstutvecklingen för skilda grupper av hushåll. Som underlag för löpande priskompensation i socialförsäkringssystemen är de emellertid inte ett realistiskt alternativ till ett allmänt konsumentprisindex.

8.3 Nettoprisindex

Nettoprisindex, NPI, mäter den relativa förändringen av företagens intäkter, efter indirekt skatt för en oförändrad produktion

av konsumtionsvaror och tjänster. NPI beräknas att de i KPI-beräk-

genom ningen skattade konsumtionsvärdena under basperioden respektive jämförelseperioden reduceras med skattebeloppen beräknade enligt de Skatteregler som gällde under respektive period. Subventioner behandlas därvid som negativa indirekta skatter.

Bakgrunden till den utredning SOU 1958:36 som förordade nettoprisindex, var att statsmakterna önskade ett index som kunde användas i olika kompensationstillämpningar och som var neutralt i förhållande till en växling mellan direkt och indirekt beskattning. Utredningen konstaterade att det intäktsbelopp som det föreslagna indexet hänförde sig till var lika med summan av de inhemska faktorinkomstema i den aktuella sektorn plus sektorns kostnader för import. Man menade att ett index, där också importen eliminerats på samma sätt som de indirekta skatterna, skulle ha ett uppenbart intresse bl.a. som underlag för ekonomisk analys och i samband med löneförhandlingar. Ett sådant index skulle ange den relativa prisförändringen sedda inifrån från företagens sida medan konsumentprisindex såg priserna och deras förändring utifrån från konsumentens sida. Därvid uteslöt inte

man att ett index som det föreslagna, utan avdrag för importen, också kunde vara användbart i dessa sammanhang. Som utredningen också framhöll skulle dock även ett importrensat mått ha ett begränsat värde

genom dess avgränsning till enbart den konsumtionsvaruproducerande sektorn.

I vilken utsträckning nettoprisindex haft betydelse inom det ursprungligen avsedda tillämpningsområdet, dvs. att nyansera

kompensationsanspråken i samband med förändringar av

beskattningen, har inte kunnat bedömas. Anknytningen till företagens intäkter och nettoprisema, snarare än till hushållens kostnader och konsumentprisema, torde därvid ha varit ett problem. I samband med större omläggningar av beskattningen, som den som skedde 1990 och

SOU 1999: 124 Kompletterande index 133

1991, har det snarare framstått som ändamålsenligt att kalkylera den direkta effekten på konsumentprisema av den förändrade indirekta beskattningen, dvs. en beräkning med samma innebörd som ett konstantskatteindex. Min bedömning är därför att NPI idag saknar nämnvärd betydelse för kompensationstillämpningar relaterade till hushållen.

Nettoprisindex används dock i någon uträckning som regulator i privata affärsavtal, anslagsjuteringar och prissättningssammanhang, utanför hushållssektom, där man vill undvika att de reglerade beloppen påverkas av en ändrad indirekt beskattning. Det används också som en parameter för bestämning av utjämningsbidrag till kommuner och landsting I många fall torde avsikten inskränka sig till att undvika effekten av ändringar av momsen, eftersom det i de här sammanhangen vanligtvis är beloppen exkl. moms som skall regleras.

Omfattningen av den här typen av tillämpningar torde vara liten jämfört med KPI. Allmänt kan sägas att indexet används i brist på annat, och att dess nuvarande användning knappast kan vara styrande

för utformningen av prisförändringsmått som utgår från samman-

sättningen av den privata konsumtionen. Med tanke den brist på precision för sådan användning som ändå vidlåder ett på enbart konsumtionsvaror baserat index torde det i praktiken inte innebära någon försämring att i stället använda ett konstantskatteindex.

Inom användningsområdet ekonomisk analys har indexet haft ett visst genomslag. Det har dock alltmer kommit att sättas ifråga och har så småningom helt hamnat i skuggan av konstantskatteindex. Följande båda faktorer torde förklara det minskade intresset för NPI: 0 ökad uppmärksamhet på den brist relevans för ekonomisk analys,

utformning och uppföljning av den ekonomiska politiken som

vidlåder utformningen av det nuvarande räntekostnadsindexet i KPI. Denna brist blir uppenbar i NPI, eftersom räntekostnadema

än mer

utgör en ännu större andel av den privata konsumtionen efter avdrag

för indirekta skatter och tillägg för subventioner. 0 tillkomsten av de av Riksbanken utformade måtten på under-

liggande inflation och den framskjutna penningpolitiska roll som

konstantskatteindexet UNDIX givits, minskar efterfrågan på andra

mått med likartad innebörd.

Ett reformerat nettoprisindex, baserat på det nya konsumentprisindex som jag föreslagit, skulle behandla kapitalkostnadema på ett väsentligt annorlunda och mer relevant sätt. Huruvida det finns utrymme för ett nettoprisindex vid sidan av det föreslagna konstantskatteindexet KSI

3 SFS 1995:1645.

134 Kompletterande index SOU 1999: 124

beror på hur värdefull den ytterligare informationen I kapitel 7 föreslogs att KSI också fortsättningsvis skall beräknas att genom justera endast för förändringar de skatter tas ut i sista ledet. De av som två skäl som anfördes dels att det i synnerhet för skatter uttagna i var

tidigare led är oklart i vilken utsträckning övervältring sker på kon-

sumentprisema och dels att ett index med skatterensning endast i sista ledet kan förväntas fungera bäst utjämnande indikator på konsusom

mentprisutvecklingen. Ett nettoprisindex med mer långtgående skattejustering, också

som omfattar skatter uttagna i tidigare led skulle i så fall motiveras ett av

explicit intresse för utvecklingen nettoprisema, inte för att mäta den

av underliggande inflationen i förhållande till KPI. Det finns emellertid inget skäl till varför det intresset skulle begränsat till den vara

konsumtionsvaruproducerande delen av näringslivet. Det finns enligt

min uppfattning inte tillräckliga skäl för fortsatt löpande månadsvis

beräkning av nettoprisindex för den konsumtionsvaruproducerande delen av näringslivet.

8.4 Konstantskatteindex

Ett konstantskatteindex är ett näraliggande alternativ, vill om man belysa prisändringars inverkan på hushållens kostnader för konsumtion, rensat från inverkan från ändringar indirekta skatter. I ett konstantav skatteindex hålls skattesatserna för och andra indirekta skatter moms konstanta, liksom subventionssatsema för varuanknutna subventioner. I

motsats till nettoprisindex jämförelsen konsumentpriser inklusive

avser

indirekt skatt, jämförelseperiodens priser justeras med hänsyn de

men direkta effekterna av ändringar indirekta skatter och subventioner, av som inträffat sedan länkens basperiod. Det konstantskatteindex, som nu löpande beräknas Statistiska av centralbyrån och dess användbarhet i stabiliseringspolitiska sammanhang, har diskuterats i kapitel I detta index frånräknas endast de ändringar av skatter och subventioner görs i slutledet, d.v.s. vid som försäljning till hushåll. Som framhölls i avsnitt 7.3 finns starka skäl för en sådan avgränsning med tanke på den osäkerhet beträffande övervältring incidens som råder då det gäller beskattning i tidigare led, t.ex. skatter på företags användning energivaror och arbetskraft. av Det viktigaste användningsområdet för konstantskatteindex är

otvivelaktigt att utgöra ett komplement till konsumentprisindex

som

underlag för utfomming och utvärdering penning- och

av annan stabiliseringspolitik. Indexmått av typen KSI bör emellertid också kunna vara ett likvärdigt alternativ till nettoprisindex på flertalet

SOU 1999: l 24 Kompletterande index 13 5

områden där detta nu används som skatterensa mått på prisutvecklingen.

8.5 Slutsatser

Då det gäller behoven av ett löpande månadsvis beräknat och publicerat mått på konsumentprisutvecklingen kan ett allmänt konsumentprisindex enligt min mening fylla de grundläggande krav, som kan ställas med hänsyn till de tre inledningsvis i betänkandet angivna användningsområdena, d.v.s.: 0 för kompensationsändamål och ett allmänt mått på utveck-

som

lingen av hushållens levnadskostnader,

för beräkning och analys hushållens realinkomstutveckling,

av

som allmänt mått på kronans inhemska köpkraft och som mål-

variabel för penningpolitiken.

När det gäller det sistnämnda användningsområdet har behovet av kompletterande index mått på underliggande inflation diskuterats i kapitel Huvudslutsatsen där är att ett mått typen KSI ett

av konstantskatteindex där förändringar av indirekta skatter och subventioner i slutledet frånräknas bör publiceras löpande under-

- som lag för penningpolitiken.

Ett sådant mått bör också kunna ersätta nettoprisindex i flertalet av de nuvarande användningama av detta index. Jag bl.a. mot denna

anser, bakgrund, att värdet av fortsatt löpande beräkning av detta prisindex är starkt begränsat. För detta talar också de avgränsnings- och tolkningsproblem beträffande nettoprisindex, som berörts i avsnitt 8.3.

Något behov av att löpande beräkna ett allmänt bruttoprisindex

d.v.s. index med tillägg för direkt skatt och avdrag för direkta inkomstöverföringar till hushåll torde inte föreligga. De skäl redan i

- som slutet av 1940-talet anfördes mot användning ett sådant index för

av löneuppräkning eller justering av sociala förmåner jfr. avsnitt 8.2 äger fortfarande giltighet. Det är också svårt att finna någon

annan

meningsfull användning av ett allmänt bruttoprisindex.

Från principiella utgångspunkter kan väsentligt starkare argument anföras för användning kategoriprisindex, såväl vid pris-

av

kompensation i socialförsäkringssystemet som för realinkomst- eller

reallöneberäkningar. Om konsumtionens sammansättning skiljer sig kraftigt mellan olika kategorier hushåll, kan det hävdas att prisuppräkning bör grundas på konsumtionsmönstret hos den aktuella

kategorin hushåll, exempelvis pensionärshushållen. Dessa kategorier är

136 Kompletterande index

emellertid var för sig mycket heterogena vad gäller konsumtionens sammansättning. Det är också mycket svårt att fånga existerande skillnader mellan inkomst- eller åldersgrupper av hushåll i pris-

mätningar och hushållsbudgetdata med den detaljeringsgrad, det är

som

praktiskt möjligt att använda i löpande indexberäkningar. Dessa

skillnader får nämligen antas till stor del gälla fördelningen inom varugrupper t.ex. mellan olika varianter av varor inom livs-

- grupperna medel, kläder eller konsumentkapitalvaror. Bl.a. av dessa skäl har inte

heller manifesterats någon större efterfrågan på löpande beräkningar och publicering kategoriprisindex.

av

Det finns således enligt min mening inte tillräckligt starka skäl för

att komplettera ett allmänt konsumentprisindex med löpande månads-

vis beräkningar av indexserier avseende skilda kategorier av hushåll. Det kan däremot mycket väl motiverat att från tid till

vara annan genomföra mer detaljerade undersökningar av levnadskostnademas förändringar för bestämda kategorier hushåll, trots att sådana under-

av

sökningar troligen är mycket resurskrävande.

9 Produktion och presentation av

index

Direktiven:

Utredaren skall även föreslå eventuella ändringar i den roll och samman-

sättning som Nämnden för konsumentprisindex har.

Utredaren skall även klargöra om det firms behov av preciseringar t.ex. när

det gäller framställningstid, spridningsformer, presentation och dokumenta-

tion. I detta sammanhang skall problematiken när det gäller fastställande

och revidering av KPI belysas.

Det bör även fortsättningsvis vara den statistikansvariga myndighetens

att produktionen och spridningen av den officiella

ansvar anpassa statistiken till rådande behov. Även när det gäller dokumentation finns redan formulerade krav på de statistikansvariga myndigheterna. Jag

därför inte att det finns skäl att formulera särskilda krav när det anser gäller framställningstid och spridningsforrner för konsumentprisindex.

9.1 Tolkningen av grunderna for indexberälmingama

I förordning 1988:137 med instruktion för Statistiska centralbyrån, föreskrivs

Nämnderna för byggnadsindex och konsumentprisindex 14§ Till centralbyrån är knutna nämnd för byggnadsindex och en nämnd

en

för konsumentprisindex.

‘ Senaste ändring s1s 1997:1295.

138 Produktion och presentation av index SOU 1999: 124

17§

Nämnden för konsumentprisindex skall handlägga frågor beräk-

om ningar av konsumentprisindex och därvid avgöra frågor principiell

av natur rörande tillämpningen de grunder gäller för indexberäk-

av som ningarna samt främja en utveckling av metoderna för beräkningarna

av

konsumentprisindex.

18§

Nänmden för konsumentprisindex består av en ordförande och sju andra ledamöter. Nämnden utser inom sig en vice ordförande. För varje ledamot finns en ersättare.

19§

Nämndema är beslutsföra när ordföranden och minst hälften de

av andra ledamöterna är närvarande.

20§

Ärenden i nämndema avgörs efter föredragning.

21§

Nämndernas beslut får inte överklagas.

24§

Ordföranden och de andra ledamöterna i nämnderna förordnas

av centralbyrån för högst tre år. I nämnden för konsumentprisindex förordnar dock regeringen de andra ledamöterna.

en av

Vad som nu har sagts om ledamöter gäller också deras ersättare.

26§

Bland de sju ledamöter i Nämnden för konsumentprisindex utses

som av centralbyrån förordnas en efter förslag av Riksbanken och efter

en förslag av Konjunkturinstitutet. Av de övriga fem ledamöterna skall tre besitta sådan vetenskaplig skicklighet, att de sammantaget har kompetens inom ämnesområdena nationalekonomi och statistik.

Vad som nu har sagts om ledamöter gäller också deras ersättare.

Indexnänmdens nämnden för konsumentprisindex roll framgår

av 17 § i instruktionen. Den innebär att det är nämnden tolkar vad

som Regeringen har beslutat som grunder för KPI och utifrån detta avgör

Produktion och presentation index 139

av

frågor rör de praktiska beräkningarna. Nämnden har också en

som uppgift att främja metodutvecklingen på området. Nämnden bör enligt min mening ha motsvarande uppgifter rörande det i kapitel 7 föreslagna måttet på underliggande inflation.

SCB tillhandahåller sekretariat och utredningsresurser samt föredrar ärendena i nämnden. De ärenden som behandlas initieras vanligtvis av SCB, enskilda ledamöter också väcker frågor till behandling.

även om Med SCB:s instruktion fick nämnden en annan sammansättning

nya fr.o.m. 1988. Från att tidigare ha varit en partsammansatt nämnd, med företrädare för bl.a. arbetsmarknadens parter, kom den nya nämnden att

bli expertnämnd med krav på representation av hög vetenskaplig

en kompetens inom statistik och nationalekonomi. I nämnden har dock också vissa centrala indexanvändare som Riksbanken och Konjunkturinstitutet försäkrats representation, liksom Regeringen. Regeringens representation har genomgående skett genom Finansdepartementet.

Indexnämndens arbete har fungerat väl, och nämnden har varit en betydande när tolkningen de gällande grunderna har varit

resurs av oklar. Med hänsyn till indexets centrala roll och komplexiteten i de tolkningsproblem från tid till uppstår anser jag att verk-

som annan samheten i nämnden bör fortsätta i stort sett på sätt hittills.

samma som Mot bakgrund konsumentprisindex framträdande roll som regulator

av i olika sammanhang är dock den nuvarande representationen från användningssidan väl ensidigt inriktad på makroekonomiska tillämpningar. Jag föreslår därför att nionde ledamot och en ersättare skall

en förordnas SCB efter förslag från Socialstyrelsen och Riks-

av

försäkringsverket.

Jag föreslår vidare att nämnden skall vara beslutsför även i ordförandens frånvaro, förutsatt att vice ordföranden och minst fyra av de övriga ledamöterna är närvarande. Sammanfattningsvis bör SCB:s instruktion ändras enligt följande:

17§

Nämnden för konsumentprisindex skall handlägga frågor om beräkningar konsumentprisindex och konstantskatteindex och därvid

av avgöra frågor principiell natur rörande tillämpningen av de grunder

av

gäller för indexberäkningama samt främja en utveckling av som metoderna för beräkningarna indexen.

av

140 Produktion och presentation av index

18§ Nämnden for konsumentprisindex består av en ordförande och .sf-uåtta andra ledamöter. Nämnden utser inom sig en vice ordförande. För varje ledamot finns en ersättare.

19§ Nämndema är beslutsföra när ordföranden och minst hälften av de andra ledamöterna är närvarande. I ordförandens frånvaro är nämnden för konsumentprisindex beslutsför när vice ordföranden och minst 4 av de andra ledamöterna är närvarande.

26§

Bland de sju åtta ledamöter i Nämnden for konsumentprisindex som utses av centralbyrån förordnas en efter förslag av Riksbanken, en efter förslag av Socialstyrelsen och Riksförsäkringsverket och en efter förslag av Konjunkturinstitutet. Av de övriga fem ledamöterna skall tre besitta sådan vetenskaplig skicklighet, att de sammantaget har kompetens inom ämnesområdena nationalekonomi och statistik.

Vad som nu har sagts om ledamöter gäller också deras ersättare.

9.2 Fastställande och

presentation

9.2.1 Fastställande och eventuella

justeringar

Av Statistiska centralbyråns instruktion framgår har till uppgift

att man att fastställa konsumentprisindex. Det tal fastställs är total-

som indextalet för varje månad angivet med en decimal, f.n. med basår 1980100. Det tal som fastställs for december är baserat på den s.k. korttidslänken, inte den långtidslänk som också beräknas för december. Indextal före januari 1993 fastställdes varje månad av Regeringen. I Regeringsbeslut 1993-02-11, delegeras fastställandet till Statistiska centralbyrån.

I delegeringsbeslutet förutsätts att KPI sedan det fastställts inte omprövas. Med tanke på den rättsverkan som KPI har som regulator for penningbelopp i flera olika sammanhang, är detta enligt min mening en väl motiverad regel. Det är naturligtvis speciellt att på det här sättet hindra revidering av statistik, även om den i efterhand kan visas ha varit felaktig. Man bör emellertid skilja på KPI:s roll som officiell och väl känd regulator och dess mer allmänna prisstatistiska roll. För det

SOU 1999: 124 Produktion och presentation av index 141

första syftet fastställs ett tal utifrån det vid fastställandetidpunkten tillgängliga underlaget. Övervägande skäl talar för att fastställandet bör

ske i nära samband med offentliggörandet av beräkningsutfallet. De

vinster i form ökad tillförlitlighet som skulle kunna vinnas genom

av

att fördröja fastställandet är enligt min uppfattning mycket små jämfört

med den olägenhet det skulle medföra i den praktiska användningen av index.

Förutom avseende det fastställda totalindextalet bör dock inga gene-

rella inskränkningar göras vad gäller möjligheterna att justera tidigare

offentliggjorda indextal eller andra statistiska storheter som baseras på

indexberäkningama. Därvid kan samma praxis i allt väsentligt

tillämpas i KPI och i I-HKP, är ett reviderbart index. Eftersom

som också delindextal utnyttjas regulator i avtalssammanhang innebär

som

naturligtvis justeringar praktiska komplikationer. Jag utgår emellertid

från att antalet justeringar är försvinnande litet. Det är väsentligt för

KPI:s allmänna prisstatistiska roll, som analysunderlag och som

mer

underlag för deflatering etc., att den beskrivning av prisutvecklingen

lämnas inte tillåts grovt missvisande i de fall betydande fel som vara skulle uppenbara sig, sig för viktiga delindex eller den genom-

vare snittliga prisutvecklingen för hela den privata konsumtionen.

9.2.2 Presentationssätt

Förändringstal

För närvarande beräknas inte den redovisade inflationstakten

genomsnittlig förändring konsumentprisema sedan motsvarande

av månad året innan som den relativa förändringen av de publicerade

indextalen. Istället beräknas ett tal som bortser från effekten på index

den mellanliggande s.k. långtidslänken. Därigenom erhålles ett mått av på den direkta effekten av prisförändringar avseende en historisk

konsumtionssammansättning, än ett mått på effekten av pris-

snarare förändringar avseende den aktuella konsumtionssammansättningen.

Skälet till att på detta sätt velat eliminera effekterna av lång-

man tidsindexet torde ha varit att de effekter konsumtionens förskjutning

av

kommer till uttryck i förhållandet mellan långtidslänken och motsom svarande korttidslänk för december, sådant som inträffat under

avser loppet det senaste kalenderåret och inte under loppet av de aktuella

av tolvmånadersperioder som betraktas under det påföljande året. Utfallet

lângtidslänken kan därmed hävdas inte vara helt relevant för de av aktuella tolvmånadersperioder som avslutas under det påföljande året.

Möjligen kan också den omständigheten ha spelat in, att dessa

142 Produktion och presentation av index

viktrevisionseffektcr vid varje årsskifte ersätts dem inträffat av som under det just avslutade året. Det kan i sig resultera i ett visst hopp i de redovisade inflationstalen. Ett skäl också skulle kunna anföras för som nuvarande praxis är att man erhåller ett tal är jämförbart med som mer andra länder, där man undantagslöst beräknar index Laspeyres-typ, av dvs. index med mer eller mindre historiska vikter.

Nackdelarna med det nu tillämpade redovisningssättet är

0 dels att det redovisade talet har viss positiv bias, dvs. eftersom en talet beräknas indexet Laspeyres-typ kommer det i som om vore av

genomsnitt att överskatta levnadskostnadsutvecklingen, och

0 dels att det i praktiken existerar två tal- det redovisade utvecklingstalet och den relativa förändringen indextalen vilket innebär av -

risk för förväxling.

Med den indexkonstruktion föreslagits i kapitel 3 uppstår som samma valsituation: att redovisa utvecklingstal beräknade direkt utifrån indextalen eller att som nu beräkna ett tal bortser från effekten den som av mellanliggande viktrevisionen. övervägande skäl talar dock för det förra alternativet, dvs. att nuvarande praxis ändras till förmån för utvecklingstal beräknade den relativa förändringen indextalen. som av Förutom de nackdelar som nämnts ovan med det nuvarande redo-

visningssättet, kan följande skäl anföras för detta ställningstagande:

Även de effekter konsumtionens förskjutning beaktas 0 om av som vid beräkningen de aktuella indextalen tidigare period av avser en än den aktuella, bör de kunna uppfattas som en skattning effekten av på levnadskostnadema av den konsumtionsförskjutning äger som rum under den aktuella tolvmånadersperioden. Effekten på index av konsumtionens förskjutning varierar visserligen från år till år, men vanligtvis kan den förväntas i storleksordningen -0,2 0,0 vara procent och endast i undantagsfall positiv. Det betyder ungefär samma viktrevisionseffekter som med den nuvarande indexkonstruktionen. 0 Den förhållandevis stabila effekten konsumtionens förskjutning av innebär att effekten av viktrevisionen på de redovisade förändringstalen kan förväntas bli måttlig, vanligtvis i storleksordningen 0,1 procent uppåt eller nedåt. 0 Med I-IIKP kan internationella jämförelser inte längre något vara skäl för att utforma KPI:s utvecklingstal på ett visst sätt.

Det föreslagna redovisningssättet innebär att det direkta bidraget

av

prisförändringar på de i indexet ingående varugmppema vanligtvis inte

summerar exakt till det totala förändringstalet. T.ex. när inflations-

i index 143 SOU 1999: 124 Produktion och presentation av

takten angivits till 2 procent kanske bidragen till prisuppgången från de olika till 2,1 procentenheter. Skillnaden -0,1 varugruppema summerar procent är effekten viktrevisionen, är densamma för alla av som inflationstal under loppet ett kalenderår. Nästa år kanske effekten av av vikt-revisionen är -0,2 eller 0,0 procent. I rapporteringen är det lämpligt att vid sidan redovisning olika varugruppers betydelse för av en av index-förändringen också effekten viktrevisionen, liksom att ange av hur mycket inflationstalen påverkats att viktrevisionseffekten ange av ett visst år skiljer sig från effekten det föregående året.

Vid jämförelser över kortare tid än tolvmånadersperiod är det

en ibland inte rimligt att framställa förändringen index som ett mått av prisutvecklingen. Anledningen är att viktrevisionseffekten, som speglar effekten konsumtionens förskjutning mellan två år, då lätt av kan dominera över de förändringar skett under den betydligt som kortare tidsperiod den aktuella jämförelsen I synnerhet när som avser. det gäller prisutvecklingen från december till januari bör effekten av

viktrevisionen regelmässigt räknas bort i rapporteringen om pris-

utvecklingen. Därmed blir månadsförändringen i januari jämförbar med de övriga 11 månaderna.

Metodbyten och korrigeringar

Nuvarande praxis är att korrigeringar för fel i tidigare beräknade länkar kan göras i den långtidslänken. I den aktuella korttidslänken görs nya bara korrigeringar för fel den aktuella länken, t.ex. fel i som avser prismaterialet avseende basmånaden. Redan publicerade tal justeras dock inte. Metodbyten implementeras normalt inte fr.o.m. en långtidslänk, eftersom det kan uppfattas som manipulativt att så att säga förändra beräkningsmetoden i efterhand. Det normala är därför att metodbyten sker fr.o.m. korttidslänk. I undantagsfall har en ny metodbyten skett under loppet korttidslänk, men då endast om av en den metod tillämpats har bedömts vara uppenbart felaktig. som Med den föreslagna indexkonstruktionen skulle motsvarande nu praxis innebära att korrigeringar för fel infördes i närmaste nya år-tillår-länk och i närmast påföljande månadsindex endast om felet avser den aktuella år-till-månad-länken. Metodbyten skulle vanligtvis implementeras fr.o.m. år-till-månad-länk. en ny Ovan beskrivna praxis tillkom mot bakgrund ett närmast regelav mässigt behov att i efterhand komplettera det ursprungligen utnyttjade prismaterialet. För att undvika svårigheter med att tolka indexets kortsiktiga utveckling föredrog lösning innebar att alla man en som

sådana kompletteringar skulle ske vid beräkningen av långtidsindexet.

l 144 Produktion och presentation index SOU 1999: 124 av

Man ansåg vidare att man med detta förfarande undvek att kortsiktiga indexklausuler i löneavtal, leveranskontrakt etc. skulle påverkas för av avtalsperioden ovidkommande justeringar. Dessa skäl äger inte giltighet idag. Dels föreligger knappast samma något behov att i efterhand komplettera prismaterialet, och dels synes det andra argumentet, med mindre omformulering, lika väl kunna en anföras som skäl för att så snart möjligt korrigera för fel som som uppstått även i tidigare beräknade länkar, eftersom flera betydande tillämpningar avser just indexering över längre tidsperioder. Jag föreslår därför en ändring nuvarande praxis så att fel av korrigeras redan i påföljande månadsindex eller snart möjligt, som som även om felet avser en tidigare beräknad indexlänk och även om en korrigering av felet kräver ett byte metod. Jag utgår dock från att av behovet sådana korrigeringer skall mycket litet. Konsekvensen av vara för redovisade förändringstal bör i förekommande fall redovisas tydligt. Metodbyten bör, liksom under normala förhållanden göras nu, fr.o.m. en ny år-till-månad-länk. En konsekvens förslaget är att av effekten på indextalen år-till-år-länk begränsas till de viktav en ny revisionseffekter som diskuterats ovan. När det gäller korrigeringar berör redan publicerade indextal som och förändringstal bör följande presentationssätt tillämpas:

0 Vad gäller månadstalet för totalindexet är det alltid det fastställda indextalet som i publikationer, på hemsidor, i allmänna anges databaser etc. I den mån korrigeringar gjorts på grund felav aktigheter som, om totalindexet hade kunnat omprövas, också skulle ha påverkat detta, skall det för all framtid framgå redovisningen. av Redovisningen skall innehålla uppgifter eller hänvisningar till om, uppgifter effekten fel. Uppgifter korrigerade totalom, av om indextal skall kunna lämnas, lämpligen med fler decimal. Det än en skall dock tydligt att sådana indextal inte ersätter de anges fastställda indextalen. 0 Förändringstal avseende månadstalet för totalindex bör vara

baserade på korrigerade indextal. I redovisningen bör dock framgå

att talen i de aktuella fallen inte överensstämmer med de fastställda indextalen. Redovisningen bör vidare innehålla uppgifter eller om en hänvisning till uppgifter om fastställda indextal eller förändringstal baserade på dessa. 0 När det gäller andra indextal än de fastställda månadstalen för totalindex, dvs. reviderbara index, liksom förändringstal baserade på dessa, bör SCB utarbeta en lämplig praxis.

SOU 1999: 124 Produktion och presentation av index 145

första punkten skall inte hindra att produktionsdatabaser och Den ovan databaser är primärt för forskningsändamål i sin helhet skall kunna som utgöras korrigerade data. av

9.3 Resursfrågor

De kostnadsmässiga konsekvenserna de utredningen förslagna av av metodändringama är små. I olika delar betänkandet diskuteras också av allmänt åtgärder och faktorer kan ha betydelse för indexets mer som tillförlitlighet. Åtgärder skulle kunna motiveras genom detta förutsom sätts ingå del SCB:s löpande översyns- och förbättringssom en av arbete, och får därför vägas mot andra behov aktualiseras på annat som sätt. De kostnadsmässiga konsekvenser följer av sådana åtgärder som diskuteras därför inte här. Nedan följer inledningsvis allmän diskussion rörande föruten sättningarna för att bibehålla tillförlitliga indexberäkningar i en miljö präglas ökande mångfald. Därefter görs genomgång av de som av en en kostnadsmässiga konsekvenserna av förslagen. Det starkt ökande sortimentet och tjänster, liksom det av varor antalet distributionskanaler, kan göra det mycket betungande för större

den personal, primärt arbetar med den löpande produktionen av

som prisstatistik, att också ha god insikt förhållandena och en om tendenserna på alla de marknader där konsumentvaror och -tjänster saluförs, och är föremål för, eller är potentiellt intressanta för, som prismätning. Problemen torde likartade inom andra delar av den vara ekonomiska statistiken, och det är därför väsentligt att sådana

kunskaper inhämtas och utnyttjas för statistikgren kan nyttigsom en göras också av andra delar av organisationen. I inledningen till kapitel 8 del exempel inneburit att gavs en som uppgiften att mäta prisförändringarna komplicerats avsevärt. För varor och tjänster där det tidigare tillräckligt att notera ett eller ett fåtal var priser kan det krävas omfattande, vetenskapligt utformade och nu undersökningar för att tillförlitlighet i total-

komplicerade samma

indexet skall kunna vidmakthållas. Avregleringen viktiga marknader av och teletjänster är exempel på detta. Det finns alltså en t.ex. - uppenbar risk för att prisstatistiken vid oförändrade resurser tenderar

att försämras. De här beskrivna tendenserna medför att det blir allt svårare att med

oförändrad resursinsats bibehålla konsumentprisstatistikens kvalitet.

Det är således viktig uppgift för SCB att uppmärksam på i vad en vara ökande komplexitet totalt sett urholkar möjligheterna att mån som en

146 Produktion och presentation av index SOU 1999: 124

producera statistik av hög kvalitet, liksom på möjligheterna att effektivisera produktionen.

Indexkonstruktionen

Förslaget innebär en indexkonstruktion påminner mycket som om dagens. Som framhållits tidigare i kan denna karaktäriseras ett som ambitiöst försök att approximera ett sant levnadskostandsindex. Det svenska indexet är i detta avseende unikt, och det innebär naturligtvis en viss merkostnad jämfört med mindre ambitiösa alternativ. De anslagsmedel som tas i anspråk för KPI-verksamheten, inkl. merkostnadema för att beräkna NPI och HIKP, uppgår idag till 12,5 ca. milj. kronor per år. Med utredningens förslag, bör de löpande kostnaderna inte bli nämnvärt högre. Ett genomförande utredningens av förslag kräver dock en förändring det nuvarande produktionsav systemet, vilket kan förväntas under ett års tid medföra par merkostnader motsvarande i storleksordningen eller två årspersoner en därutöver. Förslaget till ny indexkonstruktion även möjligheter till ger successiva förbättringar av index, t.ex. att alltmer beakta fördelningen under året av konsumtionen. Sådana förbättringar bidrar, i den mån de genomförs, till att öka kostnaderna ytterligare.

Boendekostnaderna i egnahem

Förslaget innebär att nuvarande index avseende räntekostnader och avskrivningar upphör samt att posten reparationer och underhåll får minskad betydelse. Istället tillkommer ett index för kapitalkostnader som utnyttjar samma underlag som redan befintlig fastighetsprisstatistik. Nettoeffekten för de löpande kostnaderna torde mycket vara blygsam men snarare i sänkande riktning än i ökande. Även här tillkommer engångskostnader, väsentligt mindre omfattning än men av de som är en följd av ändringarna indexkonstruktionen. av

SOU 1999: 124 Produktion och presentation av index 147

Omsorgstjänster

Avgifter för barnomsorg införs i HIKP fr.o.m. år 2000. I kapitel 5 föreslås att detta område även skall ingå i KPI. SCB:s merkostnader för prismätningen på ifrågavarande tjänster är således ingen följd av förslagen här.

Konstantskatteindex, nettoprisindex

Ett konstantskatteindex KSI föreslås beräknas som ett officiellt allmänt mått på underliggande inflation i konsumentledet. KSI förutses också i många fall kunna ersätta nettoprisindex NPI i dess roll som skattejusterad index. Den indexen föreslås därför upphöra.

senare Nettoeffekten dess båda förslag bedöms vara närmast försumbar,

av

bidrar till att minska de totala kostnaderna än att öka dem. men snarare

SOU 1999: 124 149

Särskilt

yttrande

av Bengt Assarsson, ledamot i Nämnden för konsumentprisindex

Inledning

När det stod klart att en utredning om KPI skulle göras ansåg jag att det ställdes ganska stora krav utredarna, eftersom flera av de äldre utredningar som finns på området är något mönsterexempel på god

av utredningskvalitet. Den senaste stora utredningen gjordes år 1958 och därför såg jag det viktigt att den utredningen fick så stora

som nya pass resurser att man skulle kunna fullfölja de gamla traditionerna på just detta område.

Det var därför en besvikelse när det framgick att en enmansutredare biträdd av en sekreterare och en konsult, förvisso mycket kompetenta, skulle genomföra hela det digra utredningsarbete direktiven

som förutskickade. På ett tidigt stadium påpekade jag och några andra ledamöter att utredningsresursema var otillräckliga i förhållande till uppdraget.

Det är därför inte särskilt underligt att utredningen på några avgörande punkter uppvisar brister i analysen som leder fram till slutsatser som skulle kunna innebära att användbarheten KPI i olika

av sammanhang försämras. Jag ska i detta särskilda yttrande ta upp de två viktigaste punkter där jag har en skiljaktig mening. Det gäller behandlingen av egna hem, som är ganska stor post i KPI med

en en vikt på knappt 20 procent, och det gäller behandlingen av index som underlag för penningpolitiken.

Allmänna synpunkter

Jag har uppfattat utredningens uppdrag som i huvudsak att analysera de teoretiska och praktiska grunderna för att konstruera ett KPI och att syftet med index i princip skulle vara detsamma som tidigare. Tidigt fastslog också utredningen att KPI ska vara ett kompensationsindex och att teorin för levnadskostnadsindex därför är en lämplig utgångspunkt, med det s k sanna levnadskostnadsindex som en jämförelsenorm.

Med detta som utgångspunkt går det oftast att fastställa hur index bör konstrueras, men man ställs också alltför ofta inför praktiska

150 Särskilda yttranden

problem som kräver lösning ibland långt från det teoretiska idealet.

en Min allmänna inställning i dessa frågor är att bör trogen den

man vara allmänna konstruktionen, dvs se till att KPI förblir ett kompensationsindex, och att praktiska överväganden, så långt det är möjligt, görs både med hänsyn till den praktiska användningen av index och med hänsyn till det teoretiska idealet.

På de två punkter jag här anmäler avvikande uppfattning brister

en utredningen i dessa avseenden. När det gäller egnahemsindex

har man från början den rätta teoretiska utgångspunkten gör sedan

men en praktisk avvägning som ger sådana konsekvenser att KPI mister egen-

skapen att vara ett kompensationsindex.

När det gäller behandlingen index underlag för penning-

av som politiken är det inte de praktiska kompromissema är det största

som problemet utan att resonemangen saknar en teoretisk grund och är mer eller mindre godtyckliga. Det är en mycket stor diskrepans mellan den teoretiska stringens som präglar utredningen när det gäller allmänna indexfrågor och den brist på teoretiskt fundament präglar

som bedömningen av olika index för stabiliseringspolitiska ändamål. Det går helt enkelt inte att med utredningens utgångspunkter bedöma vad som är ett bra eller dåligt index underlag för penningpolitiken.

som

Varaktiga varor speciellt egna hem

-

Redan från början vill jag betona att jag är enig med utredningen

om den principiella uppläggningen inte de praktiska övervägandena,

men när det gäller behandling av varaktiga varor, speciellt egna hem. Beräkningen av egnahemsindex baseras på en hyresekvivalent- eller om man så vill kostnadsansats, vilket är riktigt r1är det gäller ett kompensationsindex, som KPI bör vara. Kostnaden för hem i

egna en period t är

p,-r‘ —n: +d

där är kostnaden för hem, är priset på hem, är den

egna pi egna r

AP.-" nominella räntan, 72",." är den förväntade framtida förändringen

pf’

SOU 1999: 124 Särskilda yttranden 151

av fastighetsprisema och d är den konstanta deprecieringstakten. Här bortser jag för enkelhetens skull från eventuella skatter och subventioner.

Egnahemsindex blir då

p.-r -7I7+d 1713

p1r -7’: +d

% I

som kommer att bero på fastighetsprisutvecklingen mellan period

l 0 och förändringen i den nominella räntan samt förändringen i den

förväntade kapitalvinsten. Utredningens förslag är att den k

s bostadsrealräntan r ska konstant. Det motiveras med

- antas vara att valet av bostad är ett långsiktigt beslut. Förslaget innebär att

egnahemsindex i huvudsak kommer att bestämmas av fastighetsprisförändringar. En konsekvens av detta är att om KPI läggs till grund för kompensation och om fastighetsprisema faller mycket några år kommer

fastighetsägarna förutom att göra stora kapitalförluster dessutom att få

en lägre kompensation via prisindex. Detta skulle faktiskt bli fallet bl a för pensionärshushåll med egna hem.

Detta strider givetvis mot själva målsättningen med KPI, att mäta den kompensation är nödvändig för att hushållet efter inträffade

som prisändringar ska ha samma nytta som före prisändringarna. Utredningens resonemang om långsiktighet är här helt missriktat, eftersom KPI avser att mäta kortsiktiga prisforéindringarzoch den

ange

Alternativt kan man räkna med en real kalkyl som då blir

å I 7:.

Ir 4; + där P är den allmänna prisnivån och 72"

W- - ,

I Pt

77 d

är inflationstakten. Här ser vi också att utredningens antagande när det gäller att beräkna vägningstal om att fastighetsprisutvecklingen är densamma som den allmänna prisutvecklingen leder till ett orimligt resultat. Då bestäms nämligen den reala kostnaden enbart av den förväntade realräntan samt deprecieringen och är oberoende av fastighetsprisemas utveckling. 2Här ett citat från Keynes ovanligt välmotiverat: "But this long

synes vara rim

a misleading guide to current affairs. In the long run we are all dead. Economists set themselves too easy, too useless a task in tempestuous seasons they can only tell us when the storm long past, the ocean flat again." J.M. Keynes, A Tract on Monetary Reform, 1923, s 65.

152 Särskilda yttranden SOU 1999: 124

kompensation behövs prisförändringar som inträffat under

som p g a loppet av ett år.

De kapitalvinster eller förluster som uppstår representerar en under perioden uppkommen förändring i konsumenternas konsumtionsmöjligheter och bör enligt syftet med KPI beaktas när man beräknar den kompensation som är nödvändig. Att en vinst så småningom kan komma att kompenseras förlust är i det här sammanhanget

av en irrelevant.

Värdet de ökade konsumtionsmöjligheter som uppstår p g a

av kapitalvinster skulle kunna reducera något att beakta att de

man genom i viss mån är illikvida.

Resonemanget långsiktighet står också i stark kontrast till

om utredningens motsvarande resonemang när det gäller säsongsvarierande priser. Här säger att Uppgiften för KPI är således att mäta den

man faktiska prisutvecklingen, inte att vara ett säsongrensat mått i vanlig bemärkelse, vilket här innebär att man anser att säsongsvariationer mellan olika månader bör slå igenom i KPI.

PE är delindextalet för hem korrigerat för skatter, vägs in

egna som, i KPI med ett vägningstal. Vägningstalet föreslås beräknas som prisbasperiodens kapitalkostnad för viktperiodens volym. Här bör man, enligt utredningen, alltså räkna med den s k bostadsrealräntan och deprecieringstakten. Enligt utredningens förslag ska räkna med

man den nominella 15-årsräntan minus den förväntade allmänna inflationen Man föreslår vidare att den nominella räntan ska bestämmas räntan på bostadsobligationer ökad med den s.k.

som räntedifferensen på representativa bostadslån. Konsekvensen av detta är enligt min uppfattning att vägningstal och delindextal behandlas inkonsekvent. Jag ser inga rimliga skäl till att göra på detta sätt.

Även i övrigt finns bristfälliga när det gäller på

resonemang synen egnahemsägamas kapitalvinster. Så påstås t ex "Att hushållet genom värdestegringen får ökad nominell förmögenhet har emellertid ingen

en entydig betydelse för behovet kompensation. Endast om husprisema

av stiger i takt än den allmänna prisnivån skulle det få några

en annan konsekvenser: att egnahemsägamas samlade reala resurser ökar då relativpriset på fastigheter stiger och att deras reala resurser minskar då relativpriset på fastigheter minskar. Detta gäller bara för hushåll som inte belånat fastigheten. För hushåll som belånat fastigheten ger även nominell fastighetsprisökning real vinst i form av ökade

en en konsumtionsmöj ligheter.

3Historiskt har småhusprisema i Sverige stigit snabbare än konsumentprisema. Mellan 1975 och 1999 steg småhusprisema med i genomsnitt ca en procentenhet mer per år än konsurnentprisema.

SOU 1999: 124 Särskilda yttranden 153

Om man, som enligt mitt förslag, väljer att beräkna PE som ovan med varierande s k bostadsrealränta kvarstår problemet med att beräkna den förväntade framtida fastighetsprisutvecklingen. I praktiken finns inte sådana data för den föreslagna tidshorisonten l5 år. Jag har simulerat fram PE och KPI med den historiska fastighetsprisutvecklingen och med alternativa antaganden förväntningarna om faktiskt observerade inflationsförväntningar ett år framåt respektive ekonometriskt genererade förväntningar. Dessa simuleringar visar att variansen i KPI och PE skulle öka dramatiskt. Det är troligt att denna ökade varians skulle bli betydligt mindre hade data över om man egnahemsägamas långsiktiga förväntningar framtida fastighetsmer om priser, som troligen är mycket mindre volatila än de kortsiktiga förväntningarna. Vad än fastnar för här bör dock såväl nominella man

förändringar i räntan samt förväntad fastighetsprisförändring slå

igenom i index. Sammanfattningsvis vill jag påpeka att det finns flera praktiska svårigheter med att beräkna kapitalkostnader för varaktiga t varor, som ex att välja en relevant ränta kort eller lång och att beräkna förväntad prisstegring. Dessa problem skulle ha kunnat lösas det funnits väl om fungerande hyresmarknader, varvid kunde använt hyrorna man som approximation på kapitalkostnadema för de som äger sina fastigheter. För flera i KPI ingående varaktiga finns sådana hyresmarknader, t varor ex för bilar, motorcyklar, hushållsmaskiner, I stället för att m m. beräkna prisindex med utgångspunkt från inköpsprisema jag att anser det skulle kunna vara en fördel att beräkna index med utgångspunkt från hyror. Om hyresmarknadema kännetecknas fri konkurrens av kommer detta att beräkningar är konsistenta med index för ge som egna hem.

Penningpolitikens målvariabel mått på underliggande

——

inflation

När det gäller utredningen om index underlag för stabiliseringssom politiken sägs i direktiven till utredningen att: Utredaren skall också belysa behovet prisindex för olika ändamål, analysera hur index av allmänt bör vara utformade för olika ändamål samt bedöma i vilken utsträckning befintliga index HIKP, KPI, nettoprisindex tillgodoser dessa behov. Behov av att mäta den underliggande inflationen bör behandlas i detta sammanhang. Jag tolkade dessa direktiv som förhållandevis ambitiösa och föreslog därför redan i utredningens början att skulle tillsätta expert man en som utredde detta i ett penningpolitiskt perspektiv, dels för att kunna

154 Särskilda yttranden SOU 1999: l 24

peka på hur ett sådant index borde konstrueras, dels för att kunna utvärdera existerande index. Detta gjordes aldrig. Utredningens analys inom detta område är enligt min mening alltför bristfällig för att kunna tjäna som underlag för val av målvariabel inom penningpolitiken.

Ett penningpolitiskt perspektiv

Syftet med stabiliseringspolitiken är att försöka minska variansen i inflationen samt BNP eller arbetslösheten kring önskvärda nivåer. De sammanvägda samhällsekonomiska kostnaderna för att avvika från målen avseende inflation och BNP beror på hur man värderar dessa kostnader. I praktiken har man bara en vag uppfattning om vilka dessa kostnader är och i ännu högre grad hur stora de är. När det gäller kostnader för alltför hög inflation brukar det ofta framhållas att kostnaderna mer bestäms av inflationens variation dess nivå. Det

än av anses bero på att en varierande inflation försämrar prissystemets signalfunktion, t ex att de ekonomiska aktörerna får svårare att skilja relativa från absoluta prisändringar. Att man ändå har inflationens nivå som målvariabel beror på att inflationens nivå är positivt korrelerad med inflationens variation‘. Hur helst verkar det ett rimligt krav på

som vara

operationellt fungerande målvariabel att den ska vara korrelerad en med den slutliga målvariabeln.

I och med att man betonar kostnaderna för prissystemets bristande signaler under varierande hög inflation borde det också vara viktigt att inkludera så många priser som möjligt, dvs att ha ett brett prisindex. KPI är, som många har konstaterats, ett delindex där många priser utelämnats. Faran med att i ett penningpolitiskt sammanhang använda ett delindex är att man blandar ihop relativa med absoluta prisändringar, dvs att Riksbanken reagerar på en real förändring som marknaderna bör hantera Detta är ett område jag tycker att

som utredningen borde ha analyserat.

4 dock inte helt entydigt i den empiriska litteraturen, t R.F. Engle,

Detta är se ex "Estirnates of the Variance of U.S. Inflation Based on the ARCH Model", Journal of Money, Credit, and Banking, vol 15, 1983, s. 286-301. 5 Se R.A. Pollak, The Theory of the Cost-of-Living-Index, New York:

t ex Oxford University Press, 1989. KPI är ett delindex, eftersom det bara omfattar priser privat konsumtion av varor och tjänster. 6Antag index i extremfallet består enda säg potatis. Det är inte

att av en vara, rimligt att räntan ska stiga p g a ett stigande potatispris, om andra priser är konstanta eller stiger mindre. Ju fler priser som undantas i index, desto större risk för denna typ av misstag.

SOU 1999: 124 Särskilda yttranden 155

Målvariabeln kan således vara direkt och då tillsammans med mål för BNP ingå i den stabiliseringspolitiska målfunktionen. Den kan också vara indirekt och användas ett operationellt mål i penning-

som politiken. Riksbanken använder vidare ett instrument, idag reporäntan, i syfte att påverka det slutliga målet. Räntan kan främst på

reagera förändringar i den indirekta målvariabeln. Effekten av förändringar i reporäntan påverkas av olika trögheter i ekonomin, främst i pris- och lönebildningen, så att maximal effekt uppnås först efter en viss tid, den s k transmissionsmekanismen. En operationellt effektiv indirekt målvariabel bör därför ta hänsyn inte bara till korrelationen med den slutliga målvariabeln utan också till den tidsfördröjning med vilken instrumentet verkar. Därför kan den indirekta målvariabeln

bestå av en prognos på den framtida inflationstakt som instrumentet effektivt kan påverka.

Det har också framhållits att valet av målvariabel bör göras så att utvärdering av penningpolitiken underlättas. Detta kan tolkas så att det bör vara en tydlig korrespondens mellan den indirekta och den slutliga målvariabeln och att utvärderingen kan använda den

gynnas av om man slutliga målvariabeln operationellt.

Grovt sammanfattat kan man urskilja tre kriterier för penningpolitikens målvariabel analys enligt ovanstående riktlinjer

som en skulle kunna peka på:

a bredden på index b en indirekt målvariabel bör vara korrelerad med den slutliga mål-

variabeln c index bör vara korrelerat med det penningpolitiken kan påverka, dvs

prognoser på framtida inflation

Ett tänkbart upplägg skulle då varit att bedöma KPI med utgångs-

t ex punkt från bredd, korrelationen med KPIs variation och om KPI utgör en bra prognos på framtida KPI.

Därutöver kan det naturligtvis finnas många andra aspekter att lägga på målvariabeln och det kan t ex finnas goda skäl att undanta vissa priser korta räntor är ett uppenbart exempel från index.

Min huvudpoäng är här dock att utredningen borde kunnat göra betydligt mer inom detta område om man från början satsat

mera resurser7.

7 Utredningen borde då också ha gått igenom den ganska omfattande litteratur om "core inflation" som nu finns.

156 Särskilda yttranden SOU 1999: 124

Utredningens analys

Utredningen begränsar sina bedömningar till att gälla existerande, eller tidigare föreslagna, index, nämligen KPI, utredningen föreslagen ny

av KPI, HIKP samt ett mått underliggande inflation, UNDlX, som

bort ränte- och skatteförändringar. För att bedöma dessa används rensar tre kriterier:

indexets utveckling på medellång sikt t ex räknat över en fernårs- -

period ska inte systematiskt avvika från målvariabelns

indexet ska uppvisa mindre variationer än målvariabeln sett i ett -

tidsperspektiv på ett â två år

tillfälliga förändringar orsakade av utbudsstömingar bör rensas bort ——

målvariabeln, såvida denna inte kompletteras med ett mått på

ur

underliggande inflation

Utredningen finner att inga de existerande indextalen uppfyller

av samtliga kriterier men att UNDIX framstår som ett bra och kompletterande mått till antingen KPI eller HIKP och att det föreslagna nya KPI skulle fungera bättre som målvariabel än det nuvarande KPI.

Man kan här konstatera att det enligt de uppställda kriterierna, förutsatt att penningpolitiken är trovärdig, finns ett index som skulle klara samtliga kriterier; nämligen ett indextal som varje år ökar med två procent. Det avviker inte alls från målvariabeln förutsatt att penningpolitiken är trovärdig, varierar inte alls och är inte utsatt för några tillfälliga variationer orsakade av utbudsstömingar.

Flera av de synpunkter som utredningen har förefaller vederhäftiga. Genom att inte sätta in analysen i ett penningpolitiskt sammanhang missar dock utredningen flera av de viktigaste aspekterna. Diskussionen om vilka variabler som kan rensas ur KPI eller andra mått hade t behövt kompletteras med vilka problem som kan uppstå

ex när använder ett delindex målvariabel, dvs precis det

man som omvända: Vilka priser skulle man behöva komplettera KPI eller andra index med

Utredningen drar i alla fall slutsatsen att det föreslagna nya KPI passar bättre som målvariabel för penningpolitiken än det nuvarande KPI. Det ligger nära till hands att tro att utredningen här velat slå två flugor i en smäll, dvs ändra ett kompensationsindex så att det passar även för penningpolitiken. Dessvärre blir resultatet otillfredsställande eftersom KPI är en kompensationsindex för den privata konsumtionen medan kraven på en målvariabel för penningpolitiken är helt annorlunda.

Särskilt

yttrande

av N. Anders Klevmarken, ledamot och vice ordförande iNämnden för

konsumentprisindex.

Utgångspunkter

Bakgrunden till att en ny KPI-utredning tillsattes var att

ett nytt europeiskt index HIKP tillkommit inom EU, -

att Riksbankens förändrade ställning och penningpolitikens nya -

inriktning krävde speciella prisindex,

att det fanns ett antal olösta principiella och tekniska problem i -

beräkningen av KPI.

Mot denna bakgrund har det varit utredningens uppgift att kartlägga behovet prisindex för olika ändamål, att bedöma om befintliga index

av tillgodoser dem, och föreslå förändringar. En aktuell frågeställning är således om HIKP helt kan ersätta KPI.

Utredningen redovisar olika användningsområden för en konsumentprisindex: l Kompensationsändarnål t ex indexering av bidrag, 2 Beräkning av realvärde mått t ex reallöner och 3 Stabiliseringpolitiska användningar t ex som mål för Riksbankens penningpolitik. Utan att redovisa några nya fakta om hur det nuvarande KPI användes gör utredningen bedömningen att användningen KPI för kompensationsändamål och realvärde-

av beräkning är den centrala användningen. Utredningen har dock inte själv dragit konsekvenserna av detta, utan den har försökt konstruera ett nytt index som ska tillgodose alla huvudanvändningar. Resultatet har blivit ett index som inte är lämpligt för något av de angivna ändmålen, och i synnerhet inte för kompensationsändamål. Enligt min mening är det nödvändigt att ha ett index av KPI-typ för kompensationsändamål och realvärdeberäkningar, och en eller flera andra indexar för stabiliseringspolitiska ändamål. Beroende bl.a. på hur bostadsposten i framtiden kommer att utformas i HIKP skulle detta index eventuellt kunna tillgodose det senare syftet.

6 19-2022Konsumentprisindex

158 Särskilda yttranden SOU 1999: l 24

Teoretisk grund

Teorin för kompensationsindex bygger på den s k klassiska valhandlingsteorin enligt vilken konsumenten så långt inkomsten tillåter väljer varor och tjänster till givna priser så att välfärden maximeras. Inom ramen för denna modell svarar en kompensationsindex på frågan hur mycket inkomsten måste öka för att kompensera prisökning så

en att konsumentens välfärd är oförändrad. Man kan också konstruera index som svarar på frågan om vilken kompensation behövs

som om vissa priser ökar, oavsett vad som händer med andra priser. Vilka prisförändringar som man ska låta slå igenom i index beror på syftet. Utredningen försöker bortse från denna fundamentala egenskap hos en kompensationsindex genom en förment objektivitet: Beräkningsgrundema påverkas alltså inte av politiska värderingar t ex av vad

som anses önskvärt att de politiska välfärdssystemen kompenserar för. I själva verket kommer alltid definitionen varukorgen,

man genom av representantvarorna och vikterna att ta ställning. En kompensationsindex kan aldrig objektiv i bemärkelsen helt fri från värderingar.

vara Det är dock givetvis så, som utredningen påpekar, att ett prisindex av KPI-typ inte i varje situation kan ange vilken kompensation som behövs. Däremot finns det ett antal viktiga normala användningar av index, och det är rimligt att index utformas så att det är användbart för dessa. Att detta inte är fallet med det nya index utredningen föreslår kommer jag att illustrera nedan.

Den klassiska valhandlingsteorin kan kritiseras därför att den i flera olika avseenden orealistisk modell av hur konsumenterna beter

är en sig. I sin enklaste form är den statisk och beaktar inte förekomsten av varaktiga varor, sparande, skatter och andra institutionella förhållanden som påverkar konsumenternas beteende. Teorin för kompensationsindex har i allmänhet tillämpats på den enkla statiska modellen,

men kan i princip också tillämpas på mer realistiska modeller för konsumentbeteende. Svårigheten består i att utforma en realistisk och allmänt accepterad modell. Utredningen har gått runt denna svårighet genom att omdefiniera syftet med indexet. Man säger att index ska mäta förändringar i hushållens kostnader för en given konsumtionsstandard. Detta är inte kontroversiellt för vanliga icke varaktiga

varor, men blir kritiskt när man definierar kostnader för varaktiga varor, såsom egna hem, och för offentliga tjänster med inkomstberoende taxor. Jag kan inte finna att de definitioner man valt svarar mot något annat syfte än det självuppfyllande att ange hur mycket kostnaden, såsom man definierat den, förändras.

SOU 1999: 124 Särskilda yttranden 159

Delindex för hem

egna

I delindex för bostadstjänster har man definierat kapitalkostnaden

som räntekostnaden för långsiktiga lån 15 år räknat på hela fastighetens värde, minus långsiktig värdestegring på fastigheten och förslitning. Vidare antar man att skillnaden mellan ränta och relativ värdestegring är konstant och att förslitningen sker till konstant procentsats.

en Resultatet blir att kapitalkostnaden i index enbart kommer att bestämmas av fastighetsprisema. Ju rikare egnahemsägama blir desto

större kompensation ska vi ge pensionärer, socialbidragstagare och

barnfamiljer, av vilka många är just egnahemsägare, och desto

mer kommer de anställdas representanter att begära i kompensation i löne-

förhandlingarna

Utredningens motiv för att enbart beakta ränta på mycket lång upplåning och konsumenternas förväntningar om fastighetsprisemas långsiktiga utveckling är att dessa förhållanden antas vara avgörande för valet mellan olika boendeforrner. Teoretiskt kan ett sådan beteende förefalla rimligt, men något empiriskt belägg för att det inte skulle

vara mer kortsiktiga fluktuationer som påverkar konsumenterna har vi inte. Utredningen bortser också från att kortsiktiga fluktuationer i räntan påverkar avvägningen mellan bostadskonsumtion och

annan konsumtion. Då de flesta egnahemsägare behåller sina hus trots att räntan går upp, kommer ränteändring att få effekt

en samma som en inkomständring, dvs vid en räntehöjning blir man tvungen att dra ner på annan konsumtion än bostadskonsumtion. En räntehöjning medför således en standardsänkning för egnahemsägare. Det är obegripligt varför utredningen inte att kompensation ska för detta

anser ges genom att låta ränteändringar slå igenom på index.

På kort sikt finns ingen parallell följsamhet mellan ränta och förändring i huspriser utan korrelationen mellan dessa variabler är negativ. När räntan sjunker stiger husprisema. Utredningens förslag skulle därför ha medfört en ganska stor ändring av inflationen om det genomförts för några år sedan. Minskningen inflationstakten till

av följd av räntesänkningama hade inte slagit igenom på KPI, medan den uppgång i fastighetsprisema som vi sedan någon tid kan sannolikt

se bidragit till att öka inflationen. Tyvärr har utredningen inte bidragit med några historiska altemativkalkyler med vars hjälp man skulle kunna se hur stora effekterna skulle blivit på KPI.

Utredningen föreslår att man ska räkna räntekostnaden både på den egna insatsen och på det lånade kapitalet. Motivet är att det finns k

en s altemativkostnad för att satsa egna pengar i ett eget hem. Men tillskriver man egnahemsägaren kostnad för det kapitalet borde

en egna man rimligen även ge denne en lika stor intäkt, varvid hela kostnaden

160 Särskilda yttranden SOU 1999: 124

för den egna insatsen nettas ut ur kalkylen. Annorlunda uttryckt, en ränteändring påverkar inte konsumtionsstandarden för den som betalat hela sitt hus med egna medel utan att låna. Den tillskrivna räntekostnaden för det egna kapitalet bör därför inte påverka index, varken via prisrelativen eller via vikterna.

Kapitalkostnaden föreslås beräknas efter avdrag med kapitalvinsten, dvs fastighetemas värdeökning. Jag delar utredningens bedömning att detta kan vara rimligt, med hänsyn till kompensationsändamålet, men jag vill samtidigt framhålla att detta inte är någon självklarhet eller objektiv egenskap hos ett index. Det är i stället ett exempel på att utredningen gjort bedömningen att det är rimligt att enbart ge kompensation för förändringen i nettokostnad, eller som utredningen uttrycker det, förändringen i realränta. Normalt beaktas inte förändringar i tillgångspriser vid beräkningen av ett konsumentprisindex. Egnahemsprisema utgör härvidlag ett undantag. Däremot borde man i så fall ta hänsyn till att kapitalvinstema likvidiseras först någon gång i framtiden när fastigheten säljs, eller till den kostnad husägaren får om denne väljer att göra prisstegringen likvid tidigare genom att höja sina lån. De praktiska svårigheterna att mäta förväntad fastighetsinflation kan å andra sidan ett skäl att helt avstå från

vara realränteansatsen.

Enligt utredningens förslag kommer en förändring i kapitalbeskattningen att påverka vikten för delindex för kapitalkostnadema, men inte själva delindexet. En förändring av fastighetsskatten kommer direkt att slå igenom på index för egna hem. Däremot har utredningen valt att hålla bostadsbidragen utanför indexberäkningama. Avgörande för om en ändring av bostadsbidragen ska få slå igenom i index är om den kan anses kompensera barnfamiljer och pensionärer för ändringar i boendekostnadema så eller nedräkningarna av pensioner och

att uppbidrag kan göras mindre. Utredningen har, möjligen omedvetet, tagit ställning genom sitt förslag. För min del anser jag att frågan bör bli föremål för ytterligare överväganden.

Sammanfattningsvis finner jag att utredningens förslag till delindex för kapitalkostnadema i egna hem inte kan ligga till grund för ett kompensationsindex. I stället bör man ha ett index som låter faktiska ränteförändringar på upplånat kapital, men inte på eget kapital, slå igenom i index.

SOU 1999: 124 Särskilda yttranden l 61

Bostadsrätter och övriga

kapitalvaror

Fritidshus föreslås bli behandlade på hem. För

samma sätt som egna övriga varaktiga varor föreslår utredningen inga förändringar. Det innebär att för bostadsrätter vill använda en hyresekvivalentansats

man och för övriga varaktiga varor mäta inköpsprisema. Något empiriskt underlag stödjer utredningens slutsats att hyror i flerfamiljhus kan

som ersätta ett index för bostadsrätter presenteras inte. Den snabba prisökningen på bostadsrätter i storstäderna, den sannolika skillnaden i boendekvalitet, inte minst beträffande läge, mellan bostadsrätter och hyresrätter och den kvarvarande hyresregleringen gör att jag är skeptisk till utredningens slutsats. Förmodligen har bristen på data om bostadsrätter bidragit till utredningens ställningstagande. Att beräkna ett index för bostadsrätter på samma sätt som för egna hem skulle fordra insamling statistik bostadsrätter. Sådan statistik har vi

ny av om emellertid behövt länge även för andra ändamål, och SCB borde få i uppdrag att påbörja en sådan statistikinsamling.

Beträffande övriga varaktiga varor säger utredningen att man skulle kunna överväga att beräkna hyres-kostnaden att använda vissa varor med lång varaktighet i stället för att mäta inköpspriset. Någon empirisk jämförelse och utredning konsekvenserna av de två alternativen görs

av dock inte, då utredaren ansett att det legat utanför hans uppdrag.

Politiskt och administrativt bestämda taxor

För närvarande ingår inte de avgifter som konsumenterna betalar för barnomsorg och äldreomsorg i underlaget för KPI. Utredningen föreslår att bamomsorgstjänstema ska tas med i index och förutser

nu att äldreomsorgen också kommer att behöva tas med. För att motivera hur detta ska ske definierar kostnad för dessa tjänster som leder

man en till att delindexet blir oanvändbart för kompensationsändamål. Det är även svårt att att det är användbart för något annat ändamål.

se Problemet med dessa tjänster är att taxoma i många kommuner är inkomstberoende. Utredningen föreslår att index ska baseras de avgifter hushållen faktiskt betalar. Detta innebär att om

som produktiviteten ökar och därmed även lönerna för förvärvsarbetande bamföräldrar så kommer konsumentprisindex att öka därför att de avgiftsgrundande inkomsterna och således även avgifterna ökar. På motsvarande sätt kommer KPI att öka om pensionäremas inkomster ökar, därför att avgiftsunderlaget för äldreomsorgen ökar. Ju större inkomster barnfamiljer och pensionärer får desto större uppskrivning av pensioner och bidrag skulle de få Detta kan inte vara rimligt. Om

162 Särskilda yttranden

dessa tjänster över huvud taget ska ingå i Konsumentprisindex måste detta delindex utformas så att endast taxeändringar slår igenom i index. Det är inte troligt att de praktiska problemen med att beräkna ett sådant index skulle vara så mycket större än de, är förenade med som utredningens förslag. Av hävd har avgifter för lokaltrafik och läkarvård, fordonsskatter m m ingått i KPI. Utredningen inga skäl att särbehandla ser omsorgsavgifiema. Utredningen har föreställningen att det skulle finnas något objektivt konsumentprisindex kan motiveras med teorin för som kompensationsindex men utan att man behöver ta ställning till vad man önskar ge kompensation för. Man säger t i början kap. ex av Huruvida hushållen faktiskt bör kompenseras för avgiftsförändringarna är en politisk fråga, sådana överväganden bör inte men

påverka utfommingen prisförändringsmåttet. Som jag framhållit

av ovan är detta en ohållbar ståndpunkt så länge att man anser

prisförändringsmåttet huvudsakligen ska användas för kompensations-

ändamål. Vilket beslut man än fattar beträffande taxor och avgifter tar man i praktiken ställning. Det huvudsakliga motivet för att inte ha med dem i index är att det finns politiska avsikter med att förändra taxoma vilka inte bör motverkas indexering pensioner och bidrag genom av eller via kompenserande krav i lönetörhandlingama. Man kan dessutom tillägga att att använda index för stabilieringspolitiska om man avser syften, då bör politiskt och administrativt bestämda taxor och avgifter inte ingå.

Kategoriprisindex

Utredningen har i vissa avseenden på ett förtjänstfullt sätt berikat våra

kunskaper om konsumentprisindex egenskaper och hur det bör

konstrueras, det gäller t ex analysen systematiska fel och tillförlitligav het, och den tekniska indexkonstruktionen på olika aggregationsnivåer, men i andra avseenden har tagit ställning utan att göra någon man egentlig utredning och utan att tillföra någon infonnation. Några ny exempel har redan givits andra är diskussionen index för ovan, av stabiliseringspolitiska ändamål och behovet kategoriindex. Jag av av avstår från att närmare diskutera ett index för stabiliseringspolitiska ändamål. Detta problemkomplex behandlas nämnare i ett särskilt yttrande från Bengt Assarsson. Däremot vill jag nämna att utredningen

väl lättvindigt avfärdar frågan kategoriprisindex. Frågan ett

om om separat index för pensionärer har varit ett återkommande tema i debatten. Med växande andelen pensionärer i Sverige lär den inte en vara begravd i och med denna utredning. För att utreda ett om

Särskilda yttranden 163

kategoriprisindex för pensionärer är meningsfullt, måste man välja nya representantvaror med hänsyn till pensionärernas konsumtionsmönster och mäta prisutvecklingen på dessa varor. Det räcker inte att behålla de gamla representantvaroma och bara vikta om dem. Detta är en omfattande och ganska dyrbar utredningsuppgift, som återstår att genomföra.

Framtida forsknings- och utredningsarbete

Med kort tid till sitt förfogande och med mycket begränsade resurser har den avslutade utredningen haft omöjlig uppgift. Att med

nu en tillräckligt djup belysa alla de frågeställningar och problem som räknas upp i direktiven har inte varit möjligt. När frågan om en offentlig utredning väcktes i indexnämnden framhöll de svenska vetenskapliga representantema förordade större utredning med ungefär

att man en samma uppläggning som vid utvärderingen av skatterefonnen KUSK. Denna rekommendation följdes inte. Nu återstår ett flertal viktiga problem att belysa och ta ställning till. Samtidigt tillkommer ständigt

problem i takt med att samhället förändras och att indexnya beräkningarna måste till dessa förändringar. Det är därför

anpassa motiverat att resa frågan om framtida resurser för utredning och forskning kring prisindex. Vid Statistiska Centralbyrån finns begränsade utredningsresurser ibland måste tas i anspråk för

som produktionsändamål. Forskningen om prisindex vid svenska universitet och högskolor är mycket blygsam. Det finns få studenter som har den lämpliga kombinationen statistisk metodik och ekonomisk teori och

av än färre som kan intresseras för indexproblematiken. Löpande

utredningsarbete i anslutning till produktionen av KPI och andra

indexserier bör lämpligen ske vid SCB, men en hel del av de utestående problemen är av forskningskaraktär. Det vore därför lämpligt att skapa ett forskningsinstitut med syfte att bedriva forskning

prisindex och prisbildning. Detta bör vara ett akademiskt om forskningsinstitut fristående från SCB, med nära anknytning till

men och samarbete med SCB, Riksbanken och Konjunkturinstitutet.

164 Särskilda yttranden

Sammanfattning:

Ett svenskt KPI bör behållas med huvudsakligt syfte att användas för kompensationsändamål och realvärdeberäkningar.

Utredningens förslag till delindex för egna hem kan inte ligga till grund för ett sådant index. I stället måste man ha ett index låter

som ränteförändringar på lån för eget hem slå igenom i index. Delindex för bostadsrätter måste utredas ytterligare. - Utredningens förslag om delindex för inkomstberoende taxor bör inte genomföras. Om politiskt och administrativt bestämda taxor över huvud taget ska ingå i index bör utredas ytterligare.

Frågan om kategoriprisindex för pensionärer bör utredas. - Initiativ bör tas för att starta ett institut för forskning prisindex - om

och prisbildning.

SOU 1999: 124 Bilaga 1 165

Kommittédirektiv

Översyn av Konsumentprisindex

Dir. 1997:144 Beslut vid regeringssammanträde den 11 december 1997

Sammanfattning av uppdraget

En översyn av konsumentprisindex KPI skall genomföras. Uppdraget avser såväl en översyn av indexets syfte dess konstruktion.

som Utredaren skall bl.a. belysa behovet prisindex för olika ändamål

av samt föreslå eventuella ändringar när det gäller hur grunderna för KPI skall tolkas. Vidare skall preciserade riktlinjer formuleras på vissa områden för att underlätta tolkningen de principiella grunder

av som föreslås. Utredaren skall även föreslå eventuella ändringar i den roll och sammansättning som Nämnden för konsumentprisindex har.

Konsumentprisindex

Konsumentprisindex spelar en viktig roll för den ekonomiska politiken. Grunderna för beräkning KPI lades fast på 1950-talet regering

av av och riksdag utifrån förslag utarbetats 1952 års indexkommitté

som av och 1955 års Bostadsindexutredning. Den nuvarande grundläggande indexkonstruktionen fastlades 1943 års indexsakkunniga och bygger

av på kort- och långtidsindex, ettårslänkar och Edgeworthliknande långtidslänk. Konstruktionen har visat stor livskraft och är i ett avseende överlägsen andra länders indexkonstruktion genom att den har for-

en måga att delvis undvika Laspeyresindexens tendens att överskatta

levnadskostnadsutvecklingen s.k. substitutionsbias. Nämnden för konsumentprisindex avgör frågor tolkningen de

om av grunder som gäller för beräkningarna.

166 Bilaga 1

Behovet av en översyn

Efter drygt 40 år har det blivit uppenbart att såväl behovet prisindex av som förutsättningarna för att beräkna dem har förändrats avsevärt. Riksdagens revisorer konstaterade i sin granskning KPI 1992 att av en rad praktiska problem var förknippade med beräkningarna av KPI och att det fanns ett behov av löpande utvärdering och metodutveckling av indexet. Internationellt har intresset ökat for att analysera eventuella systematiska under- och överskattningar konsumentprisemas utveckling. av I samband med att Nämnden för konsumentprisindex behandlat ett antal frågor har det varit uppenbart att de grunder som använts inte ger tillräcklig vägledning samt att de ibland även kan ifrågasättas. Tillkomsten av ett europeiskt harmoniserat index för konsumentpriser HIKP, som skall tillgodose behovet ett inflationsmått i ett av makroekonomiskt och internationellt sammanhang, kan på sikt innebära att kraven på ett nationellt KPI förändras. Det skulle eventuellt möjliggöra att KPI renodlas som ett kompensationsinstrument. De ökade behoven av index för olika syften aktualiserar frågan om flera index bör ersätta eller komplettera KPI. Det finns alltså behov av en översyn såväl när det gäller indexets syfte som dess konstruktion.

Uppdraget

Avgörande för utformningen av ett index är dess syfte. Utredaren skall främst kartlägga behoven och analysera de principiella frågeställningar kartläggningen ger upphov till. Utifrån detta skall vilken storhet anges som det i olika sammanhang är indexets mål att mäta. Utredningsarbetets inriktning skall således inte att detaljerade riktlinjer vara ange för hur denna storhet skall skattas.

Prisindex för olika ändamål

Utredaren skall också belysa behovet av prisindex för olika ändamål, analysera hur index allmänt bör vara utformade för olika ändamål samt bedöma i vilken utsträckning befintliga index HIKP, KPI, nettoprisindex tillgodoser dessa behov. Behov av att mäta den "underliggande inflationen bör behandlas i detta sammanhang. För att underlätta tolkningen av föreslagna riktlinjer skall, så långt det är möjligt, utredaren precisera deras teoretiska grund att hänvisa till genom ekonomisk teori, t.ex. om konstantnytta, eller till någon tydligt

SOU 1999: 124 Bilaga 1 167

vägledande princip. Vidare skall anges hur föreslagna index avgränsas när det gäller indexpopulation, produkter etc. Utredaren skall också redovisa indexet skall ta hänsyn till externa effekter t.ex. positiv

om miljöpåverkan genom avgasrening, politiskt fastställda priser och nyttan produkter inte direkt ersätter existerande pro-

av nya som dukter.

Utredaren skall även belysa och föreslå eventuella ändringar när det gäller hur grunderna för KPI skall tolkas och i fråga om indexnämndens roll och sammansättning.

Indexkonstruktion

Översynen bör utgå från den nuvarande grundläggande indexkonstruktionen. Trots dess förmåga att undvika överskattning av levnadskostnadsutvecklingen substitutionsbias har den dock vissa svagheter. Utredaren skall utvärdera alternativa konstruktioner mot bakgrund kravet på relevans och tydlighet och på att det skall vara

av praktiskt möjligt att utföra beräkningar med nödvändig aktualitet. Utredaren skall undersöka om det hos befintliga index finns problem med systematiska under- eller överskattningar av inflationen s.k. bias. Om utredaren finner sådana problem skall utredaren även undersöka

biasen varierar över tiden. Bedömer utredaren att problemen med om bias är stora bör förslag till förändringar lämnas.

Preciserade riktlinjer

För att underlätta tolkningen av de principiella grunder som föreslås, skall utredaren formulera preciserade riktlinjer på vissa områden.

mer Sådana riktlinjer skall ges en tydlig anknytning till det synsätt som kommit till uttryck i syftet med indexen. Preciserade riktlinjer skall tas fram på följande områden:

Utfommingen av index för egnahemsägamas och bostadsrätts-

innehavamas boendekostnader. Detta är det kanske mest svårlösta

problemet med konsumentprisindex och det är därför av särskilt stor

vikt att utredaren föreslår riktlinjer för hur dessa konsumtionsområden skall beaktas. I dag görs ingen särskild mätning av boende-

kostnademas utveckling i bostäder upplåtna med bostadsrätt. I

stället framskrivs index med hyresindex boendekostnader i

bostäder upplåtna med hyresrätt. För egnahem följs utvecklingen

när det gäller räntekostnader, avskrivningar, reparation och under-

håll, fastighetsskatt, vatten och avlopp, uppvämming m.m. Ränte-

168 Bilaga 1

kostnader mäts brutto, dvs. ränteavdrag obeaktade, och avseende ägarens totala faktiskt nedlagda kapital lånat och eget. Internationellt tillämpas en mängd olika lösningar, t.ex. att låta

hyresutvecklingen representera egnahemsägamas boendekostnader

eller att inte ta med egnahemsägamas boendekostnader i index. Man använder sig också av olika former av kostnads- eller betalningsmodeller som är mer eller mindre lika den svenska samt av

anskaffningspriser avseende köp av bostäder.

Hanteringen av nya tekniker, nya varor, nya försäljningsställen samt substitution mellan varor respektive mellan butiker. De brister Boskin- kommissionen och olika studier och debattinlägg främst i

USA har uppmärksammat i dessa sammanhang tyder på att

konventionella prisindex tenderar att systematiskt överskatta prisutvecklingen. Utredaren skall bedöma hur relevant denna problematik är för föreslagna index. subventioner och inkomstrelaterade taxor. Diskussioner i indexnämnden om hanteringen av varor och tjänster där priset är politiskt påverkat på olika sätt har visat på grundläggande oklarheter. Utredaren skall därför ange hur subventioner och inkomstrelaterade

taxor bör behandlas i föreslagna indexberäkningar.

4. Utredaren skall anvisa riktlinjer för val av indexformel på lägsta

aggregeringsnivå, dvs. för sarmnanvägning av enskilda pris-

noteringar där underlag för beräkning av vägningstal saknas eller endast kan beräknas schablonmässigt.

Mätperiod. I dag görs prisinsamling till konsumentprisindex under

den vecka som den 15 i månaden infaller. För vissa varor och tjänster insamlas priser per den 15 i månaden. Utredaren skall slå fast om index skall avse den genomsnittliga prisnivån under en månad eller vid en viss tidpunkt. Säsongvaror. Utredaren skall ange vilka principer som skall vara vägledande för hantering av säsongsvariationer i tillgång och pris. Krav på tillförlitlighet m.m. Ett krav på indexet var enligt 1952 års indexkommitté att "det statistiska mätfelet, dvs. skillnaden mellan det beräknade indextalet och det skulle erhållits med full-

som ständigt statistiskt material, bör vara så litet som möjligt. I dag bör det finnas mer preciserade krav på vilken tillförlitlighet som är nödvändig med hänsyn till indexets användning. Utredaren skall

överväga om kravet på tillförlitlighet kan preciseras ytterligare.

Utredaren skall även klargöra om det finns behov av preciseringar

t.ex. när det gäller framställningstid, spridningsformer, presentation

och dokumentation. I detta sammanhang skall problematiken när det gäller fastställande och revidering av KPI belysas.

SOU 1999: 124 Bilaga 1 169

Övrigt

Övriga krav på utredningsarbetet är att datainsamling och bearbetning så långt möjligt skall kunna samordnas med l-HKP samt att för-

som slagen skall begränsas till prisindex avseende hushållen.

Vidare skall, trots arbetets inriktning mot principiella frågor, förslagen utformas med hänsyn till vilka konsekvenser de får för kost-

naderna och uppgiftslämnama.

Utredningsarbetet

Utredaren skall knyta till sig personer med en hög vetenskaplig kompetens och ingående kännedom indexfrågor. Nämnden för

om

konsumentprisindex skall utnyttjas expertgrupp i arbetet.

som Utredaren skall vidare rådgöra med viktiga intressenter såsom Riksbanken, Finansdepartementet, Socialdepartementet, Konjunkturinstitutet och Konsumentverket samt ta del av och beakta relevanta internationella utredningar.

Utredaren skall beakta direktiven till samtliga kommittéer och särskilda utredare att pröva offentliga åtaganden dir. 1994:23, om

om redovisning regionalpolitiska konsekvenser dir. 1992:50, om att

av redovisa jämställdhetspolitiska konsekvenser dir. 1994:124 samt om att redovisa konsekvenser för brottsligheten och det brottsförebyggande arbetet dir. 1996:49.

Utredningsarbetet skall vara avslutat senast den 30 juni 1999.

¥‘véar$¥.%mi

V ~s

§2:

SOU 1999: 124 Bilaga 2 171

för ett

Vägledande principer konsumentprisindex KPI

fiI.dr. Jörgen Dalén av

I denna rapport skall vi undersöka det är möjligt att lägga fast några

om principer för ett KPI svensk typ som kan vägleda sökandet valet av

av metodlösningar i olika situationer. Ett annat sätt att uttrycka detta är: finns det någon teori kan tjäna som utgångspunkt för att konstru-

som era ett KPI

Under historiens lopp har många förslag till teorier framförts på prismätningsområdet. Vi skall här främst ägna oss det teoretiska system i dag åtnjuter störst popularitet, nämligen teorin om

som levnadskostnadsindex även kallad den ekonomiska ansatsen. I någon mån skall vi också skildra andra system och då främst den axiomatiska indexteorin även kallad testansatsen.

En utgångspunkt för samtliga teorier på prisindex-

gemensam området är att betrakta ett prisindex Ia, mellan två perioder 0 och 1 som

funktion fyra vektorer P0, P1, Q0 och Q1 som beskriver priser P en av och köpta kvantiteter Q för N produkter. D.v.s.

I0IIP0PlQ0Q1 O

Två viktiga begränsningar ligger redan i denna inledande definition.

i Uppsättningen produkter förutsätts statisk över tiden. I själva

verket förändras produktsortimentet ständigt vilket gör att

produkternas karakteristika även skulle behöva inbegripas i en

fullständig indexteori. Detta kräver kompletterande teori om

en

produkter, kvalitetsförändringar och hedoniska index som

nya

behandlas här. ii Definitionen N produkter med ett konstant pris under hela

av

perioden förutsätts given. I själva verket varierar priset samma

prod mellan olika försäljningsställen och varuvarianter samt

inom varje period någon längd. Detta kräver en kompletterande

av

teori elementära aggregat inte heller behandlas här.

om som

172 Bilaga 2 SOU 1999: 124

Teorin om levnadskostnadsindex

ekonomisk ansats

Grundläggande definition

Den ekonomiska ansatsen till indexteorin bygger på antagandet ett om optimerande beteende hos ekonomiska aktörer, dvs vad gäller

konsumenterna nyttomaximering eller utgiftsminimering. Under detta

antagande ligger också hela den nationalekonomiska teoribildningen, särskilt den mikroekonomiska teorin, vars begrepp nyttosom funktioner, eñerfrågefunktioner, priselasticiteter spelar central m.m. en roll i den ekonomiska ansatsen. Konüs 1924 var den förste som definierade ett sant levnadskostnadsindex för en individ. Vid definitionen av Konüs prisindex utgår man från en nyttofunktion fQ med de konsumerade kvantitetema som argument samt en kostnadsfunktion

Cu,Pmé°n{PQ:fQ2u

d.v.s. Cu,P är lösningen till problemet att minimera kostnaden N PQ j för åtminstone att uppnå nyttan u där P är den prisj1 vektor individen möter.

Konüs prisindex definieras nu som

Cu,P

IKP0:PIxQ0rQ 2

Cu,P"

Exakta index

Teorin om exakta index förutsätter i allmänhet s.k. homotetiska preferenser, som innebär att nyttofunktionen är en monotont ökande transformation av en linjärt homogen funktion. Det betyder att senare fÃ,Q ÃfQ för alla 2,. Dessutom förutsätts vissa andra regularitetsvillkor som kontinuitet och positivitet. En konsekvens av denna förutsättning är att alla inkomstelasticiteter blir ett. Individen antas

Bilaga2 173

alltså fördubbla sin konsumtion både potatis och Rolls-Roycebilar,

av när inkomsten fördubblas

För att redogöra för teorin exakta prisindex är det nödvändigt att

om även införa den s.k. enhetskostnadsfunktionen, definierad som CI,P enligt 1, dvs. minimikostnaden för att åstadkomma en enhet nytta. För linjärt homogena nyttofunktioner gäller relationen

nu

ucP. 3

Cu,P uC1,P

Den ekonomiska indexteorin utgår från 2 och härleder s.k. exakta

nu index, d.v.s. indexformler typen O sammanfaller med 2 för

av som bestämda utseenden nyttofunktionen fQ eller enhetskostnads-

av av funktionen cP för alla värden de ingående funktionsparametrarna,

av dvs de "elimineras" under härledningen av indexfimktionen.

senare Exakta volymindex är knutna till fQ medan exakta prisindex hänger ihop med den duala storheten cP. Q-vektom i indexformeln f°ar nu alltså tolkningen optimala Q. Denna ansats tillämpades först av

av Konüs och Byushgens 1926. Framställningen här lutar sig kraftigt mot Diewert 1993.

Tre viktiga sådana fall redan Konüs och Byushgens behandlade är:

som

i Leontiefpreferenser.

: i 1,...,N}och

fQ1,...,Q,~,...,QNmiin{Q,/a,

a,.0 4

c,PZa,.P,,

I detta fall med fasta koefficienter råder ingen substituerbarhet alls mellan produkterna utan nyttan den normerade uppnådda

ges av miniminivån över alla produkter. De optimala varukorgama blir i denna situation alltid proportionella mot varandra, med totalbudgeten som proportionalitetskonstant. Man kan här enkelt visa att ett index av typen

:Ii-IQ:

I01

exakt för dessa preferenser, där lösningar till är ges som

minimeringsproblemet. Vi har al1tsz°1Q,I/1Q’ för alla i och

Laspeyres och Paasches index sammanfaller därvid.

174 Bilaga 2

ii Cobb-Douglaspreferenser.

där a, 0 och 1. 6

c,PHR‘, za,

Vi får i detta fall, efter betydligt komplicerad härledning, det en mer allmänna geometriska indexet

P.’ "‘ P.’ f I0, där a, för någon period

, #7

Z

1 z 0 eller 1. 7

iii Homogent kvadratiska preferenser.

l

c3P s

,

{ZZa.-,-I’,P,.}2i 1

där a,-,- är en symmetrisk NxN matris okända parametrar. I detta fall av erhålls Fishers index det exakta indexet, dvs. vi får som

ZP/Q}

ZP/2:’

:Pre:

Zita

Superlativa index

De klasser nyttofunktioner definierade olika slag exakta av som av indextyper i föregående avsnitt litet olika karaktär och framför är av allt olika grad generalitet. av Diewerts 1976 definition av en superlativ prisindexfunktion typ av 0 ovan som alltså endast är funktion observerbara pris- och en av volymstorheter är nu att den skall exakt för preferenser motvara som svarar en enhetskostnadsfunktion kan andra ordningens som ge en approximation till en godtycklig, två gånger deriverbar, linjärt homogen funktion. En sådan enhetskostnadsfunktion benämns även flexibel, då den approximerar alla kostnadsfunktioner uppfyller

som

vissa regularitetsvillkor i situationer med måttliga prisförändringar.

Bilaga 175

exemplen är alltså c3. sådan flexibel funktion men inte I ovan en c2. och c;..

Diewert 1976 visade också två andra saker. För det första att

Tömqvists prisindex,

J Pref He ,f I a o 1 1

1;ha 213110.

m

I01H ,

P i i

superlativt i och med att det är exakt för s.k. translogfunktion som är en på flexibel enhetskostnadsfunktion. Detta resultat är är ett exempel en intressant, eftersom translogfunktionen inte är begränsad till extra homotetiska preferenser utan kan approximera mycket vid klass av en konsumentbeteenden. För det andra det finns hela klasser superlativa index som att av bygger på nyttofunktion eller enhetskostnadsfunktion som är ett en kvadratiskt medelvärde ordningen r. En sådan klass är av

P."Q. 5

5,:

z I 2131109:

I.,, 11 ——-——£

P/Q} L" 2

Z

I 2131119:

kan alla värden större än uppmärksamme läsaren där r anta Den r2 erhålls Fisherindexet specialfall. rl det observerar att om som ger s.k. Walshs index. det finns hur många superlativa index- Ett problem är att om nu funktioner helst, vilken skall då välja Ett sätt att svara på den som man frågan i diskussionen indexaxiom nedan. Ett annat svar ges av ges om 1978 visar alla hittills kända superlativa index Diewert som att varandra väl till andra ordningen alla partiella andra-

approximerar

derivator sammanfaller. I betyder det att skillnaderna mellan dem normalt är så

praktiken

de för de flesta praktiska syften är lika. Detta påstående måste små att dock kvalificeras i ett avseende, nämligen för fenomenet nollpriser, och till uppträder i praktisk indexkonstruktion, särskilt för som av

176 Bilaga 2 SOU 1999: 124

offentliga tjänster. Om priset på viss produkt är noll i änden en ena av jämförelsen men positiv i den andra, så kollapsar Tömqvistindexet till antingen noll eller oändligheten, medan Fisherindexet fortfarande är väldefmierat. Ett annat sätt att uttrycka detta faktum Törnqvistär att indexet saknar Fisherindexets egenskap att robust mot extrema vara prisförändringar. Även för Fisherindexet det dock är en öppen fråga hur väl det approximerar ett sant levnadskostnadsindex i denna extrema situation.

Från individ till samhälle

Ett konsumentprisindex avser att mäta prisutvecklingen i hel nation

en och inte bara för en individ. Hur skall teorin levnadskostnadsindex om utvidgas till att täcka ett stort kollektiv individer Två arbeten av som behandlar denna problematik är Pollak 1981 och Diewert 1983. Pollaks arbete The Social Cost of Living index är det grundligaste. Han utgår från en social välfärdsfunktion svf Bergson-Samuelsonav typ, som utgör en preferensordning som rangordnar samhälleliga konsumtionsmönster enligt någon väldefinierad värdeskala, där varje individs preferenser antas kända. Ett samhälleligt levnadskostnadsindex SLKI definieras då kvoten mellan minimikostnadema för som att uppnå en viss nivå på svf där referensmatris avseende en konsumtion av N varor för S individer given. I två specialfall anses det maximerande och det oberoende samhället innehåller marknadens efterfrågefunktioner tillräcklig information för att konstruera SLKI utan att kräva explicita svf. Pollak definierar även vad han kallar ett Scitovsky-Laspeyres index SLI som kvoten mellan i de totala utgifter som erfordras för att möjliggöra för varje individ att uppnå sin referensnyttonivå vid period ls priser och utgifter vid period samma Os priser. SLI ligger defmitionsmässigt mellan ett SLKI och ett samhälleligt Laspeyres index definierat på vanligt sätt enligt 5 ovan med i stället för Q och tolkat den totala samhälleliga som

konsumtionsvolymen.

Såväl SLKI som SLI är oestimerbara, eftersom de beror på abstrakta storheter som preferenser och samhälleliga rangordningar. Däremot är det möjligt att visa undre och övre gränser för ett SLI i termer de av vanliga samhälleliga Laspeyres- och Paascheindexen. Diewert 1983, som kallar SLI för Prais-Pollaks index visar att detta är mindre än ett

Laspeyresindex om man utgår från basperiodens preferensordningar

och större än ett Paascheindex utgår från jämförelseperiodens om man preferensordningar. F isherindexet som ett symmetriskt medelvärde av dessa kan då ett gott val. Detta resultat är inte beroende anses som av

Bilaga 2 177

formen på de ingående individemas nyttofunktioner och har alltså inte heller den homotetiska begränsningen. SLI adderas varje hushålls konsumtion i såväl täljare som I ett medför de rika hushållen f°ar högre implicit vikt i nämnare. Detta att en index de fattiga. Detta faktum gör att ett sådant index brukar än index. Praktisk indexkonstruktion, där den

benämnas ett plutokratiskt

totala privata konsumtionen hämtas från NR-data, kan sägas motsvara index. Motsatsen, ett index där varje hushålls levnads-

ett plutokratiskt

kostnadsindex vägs lika, kallas ett demokratiskt index. Det senare skulle kunna skattas att väga kategoriindex för indexet genom samman

socialgrupper. l hushållsbudgetundersökningar kan man avläsa

t.ex. konsumtionsandelar för olika socialgmpper. Genom att sammanväga med befolkningsmässiga andelar skulle ett dessa gruppemas approximativt demokratiskt index erhållas.

Från index allt till index delområden

om om

fullständigt levnadskostnadsindex ingår all konsumtion, alltså inte I ett bara och tjänster säljs den öppna marknaden utan även varor som offentliga tjänster skola, vägar etc., fritid och miljö. Dessa

avgiftsfria

och effekter önskar vi emellertid inte beakta i ett kontjänster externa Hur det då möjligt att ändå låta teorin levnads-

sumentprisindex. är om

kostnadsindex vägledande Det visar sig att på ett fruktbart vara man KPI subindex till ett fullständigt levnadssätt kan se ett som ett kostnadsindex. Denna idé presenteras i Pollak 1975a. I en mycket klargörande benas problemställningen och artikeln ställer upp några inledning upp tänkbara definitioner sådana subindex. I Pollak 1989 tillämpas av detta synsätt på miljöns roll i ett KPI. I partiellt levnadskostnadsindex PLKI måste man förutsätta att ett inkluderade är ekonomiskt separerbara från de

de produkterna

exkluderade. Med detta förenklat, att preferensordningen inom menas, inkluderade inte påverkas konsumtionen av de den gruppen av exkluderade produkterna. Man kan då helt enkelt uttrycka PLKI som mellan de nödvändiga utgifterna för den inkluderade produktkvoten vid de två prissituationema givet viss nivå s.k. gruppen en en kategorinyttofunktion den inkluderade gruppen. som avser inser dock snabbt separerbarhet inte råder. Efterfrågan på Man att utbildning KPI påverkas standarden på offentlig utbildning

privat i av

på fritidsartiklar i KPI påverkas mängden

ej i KPI. Efterfrågan av

fritid i KPI. Efterfrågan på försäkringar och inbrottslarm i KPI

ej

brottsligheten ej i KPI. Ett alternativt subindexbegrepp är

påverkas av

178 Bilaga 2

då det betingade eng: conditional levnadskostnadsindexet BLKI. I ett BLKI fixeras nivån på konsumtionen de exkluderade produkterna av till en viss nivå, t.ex. den rådde vid bastidpunkten, och BLKI som definieras sedan som förhållandet mellan de nödvändiga utgifterna för de inkluderade produkterna vid de två tidpunktema givet denna nivå. Pollak redovisar två BLKI-varianter med litet olika definitioner i detalj. Om separerbarhet råder, så sammanfaller PLKI och BLKI. Ytterligare en subindexvariant är den där priserna i stället för volymema på de exkluderade produktema fixeras Pollak inför här benämningen pseudobetingat levnadskostnadsindex PBLKI. Med Pollaks definition får dock detta index helt orimliga egenskaper. Diewert 1983, sid 196-201 tar fasta på Pollaks BLKIen av varianter och visar att denna, med lämpligt vald nyttonivå, ligger mellan Paasches och Laspeyres index för den inkluderade produktgruppen. Detta kan tas till intäkt för rimligheten i gängse indexkonstruktioner med delindex med fasta vägningstal till som aggregeras ett totalindex. Teorin om levnadskostnadsindex medför enligt att ett KPI bör ovan approximera ett BLKI, där mängdema de exkluderade produktav gruppema samt externa förhållandena i princip skall fixeras till en lämplig referensnivå. Det är då också nödvändigt att explicit besluta vad som skall exkluderas och därmed hållas konstant, när det gäller väder, miljö, brottslighet etc.‘

Från index över två till index över

perioder många perioder

Den enkla definitionen levnadskostnadsindex förutsätter att alla av produkter som köps under viss tidsperiod också fullständigt en konsumeras under denna period. Om detta inte är fallet måste i stället en teori utarbetas för optimal budgetallokering över hel livscykel en med många tidsperioder. Det resulterande indexbegreppet kallas för ett intertemporalt levnadskostnadsindex. Behandlingen varaktiga av varor liksom lånandets och sparandets roll förutsätter ett sådant index-

begrepp.

Dessa frågor behandlas t.ex. i Pollak 1975b samt i Diewert 1983, sid 201-205 samt 211-216. Slutsatsema är dock väsentligen negativa

l Ett exempel på frågans praktiska innebörd är försäkringar, där frågan är huruvida risken skall konstanthållas vid premiejämförelser eller Teorin om subindex säger att detta är ett beslut som beror vilken grundläggande av avgränsning som valts för index.

SOU 1999: 124 Bilaga 2 179

något användbart teoretiskt begrepp lyckas man inte formulera. Det står dock klart att det i princip är felaktigt att inkludera hela inköps-

priset i index för en produkt med lång livslängd.

Vilket värde har teorin om

vägledande

levnadskostnadsindex

På några väsentliga punkter ett levnadskostnadsindex bestämd ger

vägledning för ett konsumentprisindex konstruktion.

Ett superlativt index är den form indexfunktion som bäst av approximerar bred klass konsumentbeteenden och är därför en av överlägset andra indexfunktioner. Genom teorin betingade levnadskostnadsindex skapas en grund om för beaktande för indexkonstruktionen exogena förhållanden. av Ett levnadskostnadsindex är inte enkel vägd funktion av en

prisförändringama för oförändrad produktkorg. I stället skall

en konsumentens möjlighet att byte till ekonomiskt genom mer fördelaktiga konsumtionsaltemativ beaktas vid indexberäkningen. Detta har även bäring på metodvalet vad gäller elementära aggregat.

Dessa punkter är väsentliga såväl vid valet indexkonstruktion som av vid analys bias i existerande indexsystem. en av På grund svårigheterna med den intertemporala teorin är det av

däremot svårt att få fram tydliga utgångspunkter för behandlingen av

varaktiga och speciellt för egnahemsposten. varor

Andra ansatser

Axiomatisk indexteori

Den ekonomiska indexteorin utgår från att konsumenterna beter sig optimalt. De inköpta kvantitetema av olika varor kommer därigenom fram lösningar till optimeringsproblem och blir till funktioner av som

de ingående priserna och budgetbeloppen.

I den axiomatiska indexteorin, däremot, ses priser och volymer som oberoende storheter och några mikroekonomiska antaganden förekommer inte. I stället uppställs ett antal axiom/test/ kriterier, som

prisindex volymindex bör eller skall uppfylla. Det finns inte

ett eller

180 Bilaga 2

ett enda vedertaget synsätt på hur ett sådant axiomsystem skall ut se -

olika teoretiker har framlagt skilda axiomuppsättningar.

Irving Fishers 1922 legendariska bok utgjorde startpunkten för detta sätt att betrakta indextal. Här väljer vi dock att följa uppställningen i Balk 1995. Han börjar som alla andra med att definiera ett prisindex, PI, som en rent matematisk funktion fyra vektorer av av positiva tal, där värdet också är ett positivt tal, dvs PI Rfiv - RH : . Man kan skriva funktionen som

P1P1P,Q,P",Q" 12

Man kan då formulera ett antal kriterier denna funktion bör som uppfylla. T.ex. följande:

Monotonicitet. Om alla priser ökar så ökar även prisindexet. Dvs t.ex. att

PI P’,Q.P".Q" PI P,Q",P",Q" P2 PI

om samt att

PI P,Q,P’,Q" PI P,Q’.P",Q" P’ P

om 13

Identitet. PIP,Q,P",Q"1

Linjär homogenitet och proportionalitet. Om alla priser vid en tidpunkt förändras med faktor så förändras index med samma denna faktor. T.ex.

P1,u,Q,P",Q" /‘LPIP,Q’,P",Qoch

PIP,Q,2P",Q"PIP',Q’,P",Q"//I

Balk delar upp detta test i tre delar.

4. Dimensionell invarians sortförvandlingsinvarians.

Låt A vara en diagonal matris med positiva tal. Då skall gälla:

2 P 2 PI P’-vektorn betyder att alla argument i är större än eller lika med motsvarande argument i P-vektorn och minst ett är strängt större. P 2 P1 iPz-vektom 2 betyder bara att alla argument är större än eller lika med motsvarande argument iP-vektorn.

SOU 1999: 124 Bilaga 2 181

PIAP",A"Q’,AP",A"’Q" 15

P1P",Q,P",Q"

Dvs. indexets resultat måste vara oberoende av mätenhetema.

Cirkularitet.

PIP’,Q’,P,Q’P1P,Q',P",Q"PI(P’,Q’,P,Q) 16

Tidsreversering.

PIP’,Q’,P,Q1/PIP",Q”,P’,Q’ 17

Konsistens i aggregering. Detta kriterium är svårt att formulera kortfattat. Det motiveras av det faktum att index kan beräknas och redovisas i flera nivåer delindex till totalindex. Ett sätt att

av upp formulera kriteriet är nu att kräva att beräkningen, givet en viss indexformel, skall resultat oavsett beräkningen görs

ge samma om i ett enda steg eller i flera steg. Balk ger en exakt matematisk formulering av kriteriet men poängterar att det kan finnas flera sätt att definiera det. De två återstående testen bygger på existensen av ett volymindex, QIPI ,Q1 ,P0 ,Q0 och ett värdeindex,

, VIPI ,QI ,P0 ,Q0 ZPIQI .För ett volymindex kan

E P0Q0

nu liknande kriterier som ovan formuleras fast ibland "tvärtom. Nedanstående två test bygger på att värdeprisvolym.

Produkttest. Om vi definierat ett pris- och ett volymindex skall deras produkt bli värdeindex. Dvs.

PIP.Q,P,QQIP',Q',P",Q°EZP'Q'/ZP”Q”18

Taget för sig själv är detta test trivialt eftersom, man alltid kan definiera t.ex. prisindexet PI som PIsVI/QI. Men om man därutöver kräver att såväl prisindex som volymindex skall uppfylla kriterier av typen 1-7 blir det genast besvärligare på ett intressant sätt.

Faktorreverseringstest. Den starka varianten av produkttestet som kräver att pris- och volymindex har samma funktionella form, där priser och volymer bara byter plats i formeln. Vi får då:

182 Bilaga 2

PIP,Q’,P".Q"PIQ’,P’,Q".P"EZPQ’/ZP"Q" 19

Balk betraktar kriterierna 1-4 i listan axiom måste som som vara uppfyllda för att en funktion skall kunna betraktas ett prisindex som medan 5-9 kallas test och utgör önskvärda egenskaper. Den axiomatiska teorin innehåller en del negativa resultat. Balk visar t.ex. att det inte finns något index samtidigt uppfyller som identitets-, cirkularitets- och faktorreverseringstestet. Inte heller finns det några par av pris- och volymindex för sig och tillsammans som var uppfyller identitets, cirkularitets- och produkttestema. I ljuset dessa av negativa resultat blir frågan vilka axiom/test bör företräde som ges framför andra Ett kräver utgångspunkt ligger utanför svar en som axiomatiken själv. Vissa författare att det då är cirkularitetstestet anser som i första hand bör stryka på foten. Det hävdas ofta, se t.ex. Diewert 1992, att de superlativa indexen och särskilt Fishers index uppfyller fler kriterier än andra. Detta är i och för sig beroende på vilket urval test görs. Av ovanstående av som nio test uppfyller Fishers index sju alla utom cirkularitet och konsistens i aggregering medan Laspeyres index klarar alla utom sex

cirkularitet, tidsreversering och faktorreversering liksom även

Tömqvists index alla utom cirkularitet, konsistens i aggregering och

faktorreversering.

Rimligen bör olika val göras för olika ekonomiska index. I

nationalräkenskapema är t.ex. prisvolymkonsistensen av mer

avgörande betydelse än i ett konsumentprisindex, där i stället kriterier som cirkularitet och tidsreversering växer i betydelse för att inte underminera indexets trovärdighet. Frågan kan dock analyseras vidare. Andra frågor i anslutning till den axiomatiska ansatsen skulle kunna vara: A Även indexformel inte uppfyller exakt, kanske den om en ett test gör det med så god approximation att awikelsen saknar praktisk betydelse Detta förefaller t.ex. ofta fallet för de superlativa vara indexen men är tillräckligt utrett. B De fyra vektorema som ingår i 9 förekommer inte direkt i ovan en praktisk indexberäkning. På den aggregerade nivån har vi värdevikter och delindex, alltså endast tre vektorer. På den elementära nivån är datasituationen annorlunda, ofta med bara priser. Bör man då inte undersöka de axiomatiska egenskaperna med hänsyn till denna faktiska tillgång till data CI praktiken använder vi kedjeindex. Finns det någon relevant axiomatik, när man blickar över än indexlänk, där produktmer en uppsättningen inte är konstant Detta gäller även korttids-

SOU 1999: 124 Bilaga 2 183

jämförelser inte inkluderar basmånaden i länk t.ex. månad

som en

till månad eller avser perioder i olika länkar t.ex. 12-månaders-

förändringar.

Sammanfattningsvis kan sägas att, även om den axiomatiska ansatsen inte ger oss nâgra färdiga svara så är det av värde att utsätta en tänkt indexkonstruktion för en analys enligt ovan. I den mån konstruktionen inte uppfyller kriterierna bör man ställa sig frågan hur stor awikelsen kan tänkas bli samt vilka konsekvenser detta kan få för indexets användning.

Den stokastiska ansatsen

Ett tredje system som kan tillmätas någon vikt är den stokastiska ansatsen. I detta system anses samtliga priser förändras ungefär proportionellt i enlighet med en statistisk modell med en konstant trend och slumpmässig störning omkring denna. Vad det då gäller är att finna ett rimligt medelvärde av dessa förändringar.I de mer primitiva varianterna av ansatsen utesluts härigenom a priori möjligheten av verkliga relativprisförändringar, vilket på sin tid var grunden för Keynes nedgörande kritik av ansatsen.

Ansatsen har dock fått viss ökad popularitet under senare tid i samband med särskilt riksbankemas intresse för s.k. underliggande inflation. Vi anser dock inte att den har något att tillföra som vägledning för det mer grundläggande måttet på prisutvecklingen och avstår därför från en grundligare genomgång den här.

av

Tre intressanta referenser från senare tid är Selvanathan och Rao 1994, Diewert 1995 samt Roger 1996. De två första utgör teoretiska arbeten medan den är tillämpning avseende analys

senare en av underliggande inflation i Nya Zeeland.

184 Bilaga

i

Förslag i sammanfattning

Ovanstående genomgång pekar mot följande slutsatser.

Det teoretiska begrepp som KPI skall skatta föreslås formuleras som ett över samtliga individer sammanvägt, betingat levnadskostnadsindex, där ett antal icke-ekonomiska externa förhållanden konstanthålls. Sådana faktorer är t.ex. klimat, miljö och kanske brottslighet och olycksrisker i olika sammanhang. Exakt vilka dessa faktorer skall vara bör preciseras ytterligare liksom det med exempel bör klargöras hur denna princip kan tillämpas. Vad gäller sammanvägningen från individ till samhälle kan konstateras att ett plutokratiskt index är naturlig lösning. Om

en emellertid kompensationssyftet med KPI riktat mot t.ex. låginkomstpensionärer renodlas kan ett demokratiskt index

vara lämpligare. Trots att erfarenheter saknas för beräkning av ett sådant index, förefaller lämpliga vikter t.ex. kunna hämtas från HUT-data. När det gäller den funktionella formen för sammanvägning pris-

av förändringarna utgör ett superlativt index den bästa approximationen till ett levnadskostnadsindex. 4. Konsumenternas substitutionsmöjligheter skall beaktas. På den högre aggregeringsnivån görs detta genom användning av ett superlativt index men man måste även beakta denna aspekt vid metodvalen för elementära aggregat. Ingen befintlig ansats ger någon nöjaktig vägledning på problemet att beräkna index för varaktiga varor, särskilt egnahemsposten. En tänkt indexkonstruktion bör utsättas för en indexaxiomatisk analys. I de avseenden väsentliga test inte uppfylls bör konsekvenserna av detta bedömas med hänsyn till användningen av index.

Bilaga 2 185

Referenser

Balk, B.M.1995: Axiomatic Price Index Theory: A Survey. International Statistical Review, 63, 69-93.

Diewert, W.E. 1976: Exact and Superlative Index Numbers. Journal of Econometrics, 115-145.

Diewert, W.E. 1978: Superlative Index Numbers and Consistency in Aggregation. Econometrica, 883-900.

Diewert, W.E. 1983. The Theory of the Cost-0fLiving-index and the Measurement of Welfare Change. I Diewert och Montmarquette 1983: Price level measurement, Statistics Canada.

Diewert, W.E. 1992. Fisher Ideal Output, Input and Productivity Indexes Revisited. Journal of Productivity Analysis, Vol. No. 211- 248.

Diewert, W.E. 1993. Essays in Index Number Theory, Volume sid 45-50.

Diewert, W.E. 1995. On the Stochastic Approach to Index Numbers, Discussion Paper 95-31, Department of Economics, University of British Columbia.

Fisher, 1922: The Making of Index Numbers. Boston, Houghton Mifflin.

Konüs, A.A. 1924. Engelsk översättning med titeln The Problem of the True Index of the Cost of Living, publicerad 1939 i Econometrica 10-29.

Konüs, A.A. och Byushgens, S.S. 1926. Problemet med pengars köpkraft sv. övers. av rysk titel. Voprosi Konyunkturi 1, 151-172.

Pollak, R.A. 1975a: Subindexes of the Cost-of-Living Index. I

186 Bilaga 2 Pollak, R.A. 1975b: The Intertemporal Cost-of-Living Index. I Pollak, R.A. 1981: The Social Cost-of-Living Index. I Roger, S. 1998: A Robust Measure of Core Inflation in New Zealand, 1949-96, I Proceedings of the Third Meeting of the International Working Group on Price Indices, Research Paper no. 9806, Statistics Netherlands. Selvanathan, E.A. och Rao, D.S.P. 1994: Index Numbers: A Stochastic Approach, Ann Arbor: The University of Michigan Press.

I Pollak, R.A. 1989. The Theory of the Cost-of-Lving Index. Oxford, Oxford University Press

SOU 1999: 124 Bilaga 3 187

A

proposal for a new system of aggregation

in the Swedish Consumer Price Index

Jörgen Dalén, Ph.D.

1 Introduction

This report deals with the basic index construction problems for

a Consumer Price Index such as the Swedish KPI Konsumentprisindex. Basic index construction has essentially two distinct parts:

The chain/link choice. In any price index one must decide on a weight reference and a price reference period within an index link. One must also determine the frequency in time between changes of reference periods. In practice, there are two main approaches to this problem. The most common approach internationally the fixed base index in which reference periods are kept constant for several

years — 3-10 or more. The other approach the chain index with armual links, used Sweden and some other countries, where the price reference period changed annually. An additional issue the choice of price reference period, which could be either a month or a year. In chain indices, the usual practice far has been to month December

so use a or January whereas for fixed base indices the practice mixed.

Aggregation formulae. Within each link, functional forms for combining prices and weights to measures of price change must be decided. In practice, we have both differences in consumer behaviour

different markets and differences in access to weight data different parts of the index. For this reason, there a need to look at the aggregation problem separately at different aggregation levels.

This report first discusses, Section criteria for what we regard as a good index construction. In Section 3 the present KPI system and its history presented and its strengths and weaknesses are discussed. Section 4 compares several possible strategies for setting CPI

up a system and analyses the choice of system at the highest aggregation level. Section 5 discusses the approximations that will be necessary at lower levels, where the access to weight data less than perfect.

188 Bilaga 3 SOU 1999: 124

2 Criteria for index construction

KPI construction proposed to be guided by microeconomic theory and index theory in general and by the theory of the cost-of-living index in particular, as far as possible. At the same time, a number of practical considerations must inevitably be addressed. The issues arising from this choice are further discussed in Bilaga means that the index ought to monitor the time of obtaining a constant

cost over standard of living with regard to the area of household consumption considered in scope for the index. The following criteria are therefore considered:

Minimal long-term bias in relation to cost-of-Iiving index/super-

Iative index. This requirement presupposes that the index constructed so that there a clear connection to established index theory. The requirement means that there should be a minimal aggregate bias over a period of many years so that under- or overcompensation in, e.g., social benefits does not occur. 2. Minimal bias and disturbances in short-term changes. This

especially applies to 12-month changes, which an important

statistic for the purpose of inflation monitoring. means that a short-tenn change, measured the ratio between index numbers in

as the series, should not be disturbed by other effects than the aggregate price changes over the time horizon concerned. 3. Axiomatic considerations. desirable that an index link constructed to meet important index axioms such as those given in

Bilaga 2.

Correct handling of seasonal products. All products should be given a proper and balanced treatment in the long-term development of the index regardless of their seasonal price and consumption pattern. This not an easy criterion to formulate exactly but nonetheless important. Timeliness. must be possible to perform index calculations so that monthly index estimates can be published no later than today. Easy to interpret and analyse. Index producers and users are used to today’s structure of the index which could be viewed as a fixed basket of products. also possible to express as a product sum of

SOU 1999: 124 Bilaga 3 189

weights and subindices for products down level of around 300

to a products. This structure facilitates various analyses such as construction of satellite measures, what-happens-if-analyses etc.

an advantage this structure could be retained else that

or another structure not more difficult to handle. Non-revisability. An index number for month, published

a once cannot be revised. This desired because of the legal implications, when using the index in private or public contractual agreements. Coordination with the HICP. desirable that duplication of work

not needed for the KPI and the HIKP. For example, low level indices should preferably be possible to compute from the same set of data. Resource aspects. The index should not be excessively expensive to produce.

Since the primary use of the KPI thought to be for compensation purposes, criterion 1 on unbiasedness stands out the most important

as one.

719-2022Konsumentprisindex

190 Bilaga 3

3 The KPI construction

present

First note notation: Below, Pk’ Qkt Stands for an aggregate price

a on quantity of product k in period t and V;, Pk’ Q,, for value of the

a

product. We will also denote the value share period t by same

When there risk for confusion, the subscript k W; V; no

V; .

k will sometimes be omitted.

3.1 Historical background

The present structure of the KPI dates back to SOU 1943, a Government Commission that appointed for reviewing consumer

was price measurement during wartime conditions when many goods were rationed and the consumption structure therefore changed rapidly. At this time the Cost of Living Index Levnadskostnadsindex, LKI, as

then called used commodity basket based on a Household was a Budget Survey from 1933 and a need was felt for a more frequent updating of the basket.

The 1943 commission went into depth with its task and

some derived unique expression for Consumer Price Index. Starting with

a a two points time 0 and t and set of products goods and

- - a services of fixed quality, defined prices and quantities for these products. further the task of separating the change in total

set up consumption value of these products into two parts: one due to price change PCo, and to quantity change QCo.. The value identity

one was the starting point:

HQ;

PCozQCo: 1

0 0

Bilaga 3 191

According to an idea developed by Divisia 1926, who considered the change to be divided into infinitesimal parts, the following integral expression of value change was obtained:

t I

d/Q1

log PCO, + log QCO, Z + Z

za

f Q,

0 f 0

where V, P,Q, the value at time now seems natural to define price change as

I

dP,

log PCO, :Z 2b

P ,

0 1

and to define quantity change correspondingly.

The Commission now considered a division of the period of study 0 to t into smaller Under the assumption that values V

parts - ..., were constant within each such small period, say 0 to derived the following expression for the price index:

l

V W

10, 3

-.-

1‘£;—J

Assuming instead that quantities were constant, the following expression was obtained:

101: 4

ZPOQ

The Commission then argued that by choosing V or Q so that they reflected the whole period under consideration from 0 to 1 in this case a better approximation to the integral expression in 2a-b was obtained than by choosing them according to conditions prevailing at either the beginning or the end of the period.

Choosing between 3 and 4, further pointed out that 3 corresponded to the assumption of normal unit price elasticity whereas 4 corresponded to an assumption of zero elasticity. Under normal circumstances, argued, the geometric formula would correspond better to the statistical data, since unit elasticity was a more

192 Bilaga 3

reasonable assumption than zero elasticity. However, under the wartime conditions then prevailing, this was less clear. The Commission therefore concluded that 3 and 4 were equally satisfactory from a theoretical point of view.

Moving then to practical considerations, the Commission noted two advantages with the arithmetic compared with the geometric

mean

i possible to give 4 but not 3 a fixed basket mean:

interpretation and ii 4 somewhat simpler to apply computation-

ally. These considerations led to propose formula 4 for use the LKI.

However, rounded the argument by suggesting that the formula

up question ought to be reconsidered when returning to more normal consumption conditions after the war. If then the index link was to be extended to several and 4 transformed into a Laspeyres’

years was index, geometric index should instead be considered.

then a

The derivation that summarised above could clearly be subject to objections. How could quantities and values be defined for infinitesimal points of time Also, there no reference to the cost of

unchanged standard of living in this derivation. an

The Divisia index defined at points of time rather than for periods. A practical of this particular index definition

consequence that the target dates of the KPI have been the 15th of month rather

a than the average price of the whole month.

An interesting historical fact that, during the years 1937-1949, the Central Bank of Sweden well the Central Bank of Finland

as as

during similar period calculated a Consumption Price Index

a according to the geometric formula 3, although with lagging weights.

The chain index definition of the LKI put into practice

was immediately in 1943. Up to June 1954 the LKI was computed quarterly and new weights according to 4, referring to the current year, were introduced they became available, which in practice the

as was December index. In July 1954 the new monthly Konsumentprisindex series proposed by SOU 1953, Government Commission

- as a appointed in 1952 was initiated and the distinction between a short-

term and long-term index to be presented below was fonnulated. The

a

practical implementation of the proposals in the two Government

Commissions carefully described in Socialstyrelsen 1961.

SOU 1999: 124 Bilaga 3 193

3.2 Present practice

The present index construction thus follows the principles of formula 4 above. The KPI chain index with armual links going from

a December one year to December next year which are multiplied when calculating the long index series which at present has 1980 as its base year. For each new link, weights are recalculated based on new infonnation.

We make a distinction between a long-term link L, which uses quantity weights Q’ from and a short-term link S, which uses

year y quantity weights Q from y-1. The definitions of the links

year are

:amg:

,12 k

Liv-MZ

ZPky;,12Q:

k

and

Z Pky,m

e 6 sm y-I,12 y-I ’

Zl:

i

k

where summation N products with subscript k which will later

over be dropped.

The chained index from December of the index base year 0 to a month in Y factor measuring price changes from the average

m year a of year 0 to December year 0 added in practice will now be:

Y-I

Y,m Y,m y,l2

KPI0,I2 _ SY—I,I2I I Ly—I,I2

"

yI

This that in the long the KPI series only depends on the

means run long-term links; the short-term links are successively replaced by their long-term counterparts for December each year.

In practice, of course, no quantities could be directly observed at the higher KPI aggregation levels. The National Accounts NA are instead the first choice for weights. Up-to-date NA consumption values today exist for about 90 categories. During the annual weight revision, which takes place January and early February, new NA values are brought into the index. in early 98 values for 97 denoted V97

For example,

- -

194 Bilaga 3

were used both for replacing the short-term link of December 97 with a long-tenn link and for the short-term link of 98. The values new are price updated or backdated to the price reference period of the link question. Continuing with the 97 example, obtain: we

Long-term weight for 97

P97 P97

W97,L

P97,l2 to be plugged into. and 8b

ZW9

1396,12

P97, / P97

97 P 96,12 P 96,12 short-term weight for 98 W’S P 97 I2 P 97 V ,7

Z

P96,I2 /P96,I2

to be plugged into 9a

P 98,: W"

S3557; Z 9b

P97,I2

97 The mdices computed of 12 monthly short-tenn are as averages

-P-mm

indices from January 97 to December 97. Below the NA weight level, procedures not entirely consistent at are present. Various information used for weights, much of which not from the right and special procedure used within the category year a of imputed rent. Still price redating done according to 8—{9 which leads to some problems discussed below. more

3.3 and of the

Strengths shortcomings

present index construction

The first, major advantage of the KPI index construction outlined above that largely able to avoid the called level so upper substitution bias the Laspeyres overestimation of true cost of living a index. This advantage due to the of weights that between the use are two periods for which prices compared. A simple of the are measure

SOU 1999: 124 Bilaga 3 195

magnitude of this substitution bias the difference between the shortterm and the long-term index, although this difference to some extent disturbed by other kinds of information that brought into the

new long-tenn index. Table 0 gives these differences between 1979 and 1998. We note that the difference positive in 18 years out of 20. The order of size of the difference, 0.1-0.2, similar to estimates of

mean

level substitution bias the U.S. CPI, for example Aizcorbe upper see and Jackman 1993 who estimated this bias for the years 1982-91. Below, will return to other of substitution bias for the

we measures KPI.

Table Differences between short- and long-term indices, Dec y-1 to Dec y.

1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 0.14 0.52 0.29 0.07 0.03 0.07 -0.06 0.03 0.25 0.11 0.03 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 Mean 0.21 0.15 0.02 0.15 0.32 0.28 0.26 0.50 -0.14 0.16

The second advantage of the present index construction that possible to take in products and up-to—date weights every year.

new This advantage however, shared with other countries that apply chain indices and not due to the specific long-term index definition.

However, there also problems. The first one that there

are some

slight asymmetry in the long-term index formula. Prices are generally a measured in the week in which the 15th occurs. This means that the period between the two points in time that the 1943 Commission referred to formulae 3 and 4 above Dec 16, y-1 to Dec 15, y rather than Jan to Dec 31, y as in today’s long-term index. Another

y

to look at this problem to consider the following decomposition way of the long-term index.

ZP{"’Qi Z1132: Z1’,."Q{

k k k 10

Liglzll

-112 -112

Zwø Zwø Ewa

k k k

Here have divided L into two factors. The first a Paasche

we one index from December y-1 to the year y, a period of 6‘/2 months on average. The second one a Laspeyres index from the year y to December period of 5‘/2 months on average. This means that the

y, a long-term index slightly biased in the Paasche direction, which may lead to underestimating substitution bias This may seem as a minor

an

196 Bilaga3

point but an additional factor may tend to aggravate this bias. This to the extent that price changes tend to be concentrated to the turn of the year, January, or else to the first part of the year so that quantity weights would largely reflect the consumption pattern after the price increase. This problem will be looked at empirically in the next section.

A second problem with the way that the long-term index estimated that price updating applied below the level where there

new information on consumption values. Haglund 1992 points out that this procedure amounts to an assumption of unitary price elasticity and that an underestimating bias occurs the price elasticity smaller than one. Norberg 1996 shows that the type of ratio estimator used for estimating 8b gives rise to an underestimating sampling bias.

The third problem due to seasonal products, especially those for which there no consumption and thus no price December. difficult to cover them in a consistent index construction that

way an has a single month its price reference period.

as

The fourth problem of practical nature and the

a more concerns easy-to-analyse criterion. When the 12-month rate of inflation now published, the effect of the long-term index removed. The official motive for this practice that the armual revision of the figures may refer to changes substitutions, which are not within the 12 months to which the inflation measure refers. However, gives rise to

some confusion among the index users to have a measure of 12-month inflation, which not the simple ratio of the index numbers.

Bilaga 3 197

4 Basic index

upper level

construction

4.1 Superlative aggregation fonnulae

The approach to index construction put forward by the 1943 Commission could be early attempt to estimate a true cost of

seen as an living index. Today, know that far the functional form

we as as concemed, the best approach to this estimation through the concept of superlative index. See Bilaga 2 for definition of this concept.

a a

Three important examples of superlative index number formulae, based four vectors of prices and quantities P,PZ,Q,Q2 and

on referring to two periods in time, 1 and are

Fisher s ideal index:

Z1129:

ZPklQk2

z k k

Törnqvist s index:

+1/,3/2

P2 P, t

1:., with

H5

k k k

fort 1 or2and 12

21%/Q19: 2

PL

index: I m.: ZW Walsh s

P."

k

ZPk1f£Qf

k

198 Bilaga 3

I 2 I 2 where WW l3b

/.jf./;/I/fizz;/IT;/Z1

k k k n k

An index formula, which numerically close to being comes very a superlative index and will be considered later, is:

Edgeworth index:

P’ P’ I’. " —" W. —", ‘ 13/

:n: Q1+Qf ;7ElQ:TQ:I: 5

w

k k

l/hrpf/P*

with W,‘,E—— k 13‘/zb VI k

5 §P:/r:

The fundamental difficulty of all superlative indices that they require weights from both ends of the comparison. The demand for timeliness normally prevents the of weights for the last period short-terrn use a indicator like the CPI. They also run into difficulties in chain index where the price a reference period only month, since the weights would then also a refer to only a month. Besides the lack of monthly consumption statistics, carmot be reasonable even in principle to choose month’s a consumption as the basis for weights, since there seasonal variation a that would make such a choice less representative of household’s a total consumption. on the other hand, choose year’s we a consumption as our quantity weight in an index with a month as a price reference period we introduce an asymmetry into the index which results in a loss of its true superlativity property. Below, will look we at these effects empirically.

Bilaga 3 199

4.2 Index formulae using only period l weights

At least for the last link chain index will be necessary to use a

a base-weighted index, i.e. an index formula where only period 1 quantities included. Some such formulae that we will consider are

are

remember that Wk’ :

Vkyz

k

P2 I

Z kQk

I —k——--— W 1 14 Laspeyres’index:

i

:m:

k

W:

P’ The geometric index: 112.6 H -57 15

Y

k

The Constant Elasticity of Substitution CES index:

I/I-0

I a

2 ZW,, 1 16

Inc —1

k

The Laspeyres index only consistent with zero price elasticity and tends to overestimate cost of living index, where elasticity larger

a than that. The geometric index only consistent with unitary price elasticity and over-/underestimates cost of living index where

a

elasticity larger/smaller than one‘. The CES index generalisation

a of these two indices and consistent with a price elasticity of substitution, which equal between all pairs of products and

to s assumed to be known in advance. In practice, one would use data from before the present index link to estimate it. The CES index a relatively novel theoretical invention. was first proposed by Lloyd 1975 and later rediscovered by Moulton 1996.

At the highest aggregation level, empirical results suggest a price elasticity between and one. Based on U.S. CPI data for 1988-1995

zero Shapiro and Wilcox gave a value of o0.7 as the best estimate. Moulton and Stewart 1997 present series of both fixed weight and chained Laspeyres and geometric indices and compare them to Fisher

‘ We adopt the convention of using positive values for elasticity.

200 Bilaga

and Törnqvist indices based on U.S. CPI data for 1987-1995. Their results likewise show that the superlative indices fall below the Laspeyres but above the geometric index and closer to the geometric — than to the Laspeyres. In both these studies, disaggregation of the U.S a CPI data into 207 item groups and 44 geographic strata used. was

4.3 The chain/link choice

Four approaches to the chain/link choice will be investigated. Fixed base indices. In this alternative, we would choose of one l4—l6 as our aggregation formula. would be natural to have full a year as the reference period for both prices and quantities. The link could last 3-10 years, below will look at 5-year links. The long we run development of the chained index would then be like

1,, I,fI,"’...I,,;" 17

Annually chained indices, linking by month. This the present chaining method used in the KPI with December the link month. The as long run development of the index follows the following chain

formula

Y—1 Y,m Y,m y,12 0,12

"IY—1,12HIy—1,12xI0 18

yI

Annually chained indices, linking by For discussed below year. reasons we want to try a different form of the chain index, not used earlier, which we use a full year as our reference period for both prices and quantities. With this option the chained index will be:

10‘ I§:";1II,’.. 19

Delayed chain index, linking There practical year. are some problems with implementing 19, which will be discussed below. more Another option would be to have two-year Laspeyres link in the end of

2 The extra link from O to 0,12 needed for having full the index a year as I å 12 å Z I reference period. Its exact definition is:

121,22/ , .

m

Bilaga 3 201

the chain, allowing time for weight data for earlier years to arrive. more This gives the following expression for the index:

Y-2

1, 20

1,’;;1‘1;,

y1

We will take closer look at the various set-ups that are possible now a within these four frameworks and them numerically based on compare historic data.

4.4 Simulations

A number of numerical experiments carried out for comparing were various index alternatives in order to estimate the sizes of biases. For database of KPI subindices for 72 National Accounts this purpose, a NA used, covering the period from 1980 to 1998. purposes was Imputed rent for owner-occupied housing excluded from the was simulations and few other, small categories for which so were a very comparable data for the whole period were not available. The simulations thus designed to measure upper level were substitution bias, i.e. the bias resulting from failure to use a superlative index in the final aggregation step where subindices for these 72 being put together into All Item Index. Substitution purposes are an biases at lower levels not covered by this simulation. are The annual values thus obtained price updated to December were the link base month. Algebraically, the indices and weights the data base defined in the following way the superscript y,m means are month in and only y means the whole year y: m year y

The short-term index ST IX:

MQ -1

P: ,

Pic.

y.m snx 21

Sy—1.I2 ‘

" ’

ZPky—1,I2 ;Wie Pky-LIZ

k

Pky-I

y-I

k Py1

where the weights 21b

are Winx

1 k

Z Vky-

Pky1

k

202 Bilaga 3 SOU 1999: 124

The long-term index L TLX:

ZPNQ:

Py,I2 ; ä

Li’-112,12 WkLTIx 22

,

fflma

k k k k

Pky-LIZ

y n

Pay

where the weights. W Lnx are 22b

k Py2

Vky k

Z

y k

The data base consists of the indices and weights defined above. However, the simulations need the actual values, which not we are the database. The value shares instead obtained by backdating were the weights defined above Throughout the analysis, will the two present index types we use defined 5 and 6 standards with which as we compare our alternatives. Further, when comparing two whole will the years, we use following computational rules:

S;-I S§V-2I,;§S;-1,12/S:—2I,12and 23

L’ L"S’ /SH — W ereh 24 y-I " y-2,I2 y-1,I2 y-2,12

S and S will be geometric arithmetic of the f , ,2 or averages

monthly indices.

4.4.1 Fixed base indices

We will 5-year links simulations. Our base-weighted use our formulae will now be defined follows: as

Z Pky+n,mQ

Laspeyres FL: I """ k where 0n5. 25 - f , Z PEQ:

k

3 The different levels of values and quantities over the years get lost this exercise. This problem not essential. However, slight problem when a estimating the Edgeworth index.

1999:124 Bilaga 3 203 SOU

The form of the Laspeyres’ index to be used in the simulations will be

the following:

y+5,I2 y,12Q y

L‘ :2‘

Iya ZW’ and W’ 25b y.I2 k Py,I2 k °

ZPypQy

k k k k k

which identical the short-term weights of y+I. Note that are to year 25b identical the ratio of y+5,12 to y,12 indices in of strict to a run Laspeyres’ indices with year y as the reference period.

The second option CES index: based the weights and a on same subindices as in 25:

I 1-0 1"

Py+5,I2

CES-FCo: 35

1533" ZW,,’~%—

k k

We will 26 for o0.1, 0.2, 0.9. For 00 coincides with compute FL and for 0 tums into the geometric index the limiting case: as

Wk’

Py+5,I2

Geometric FG: IS x 27 - PN; x x

In Table 1 look simulated indices for rolling 5-year links, i.e. 79we at 84, 80-85, 81-86 etc. We present of 5-year changes. one-year averages We notice that the fixed base Laspeyres average 0.27 points on above the fixed base geometric index. These two variants are the

and the CES indices effectively interpolate the whole interval extremes in between for 00-I. Comparing with present index construction we that the long-tenn index taken our preliminary yardstick see as corresponds value of about o0.7 which happens to be the same to a value found by Shapiro and Wilcox 1997. We also see that the as difference FC.7 LTIX the whole period varies from +0.25 to - over — 0.13. This difference be interpreted the annual bias, an FC can as index used. Also, the chained short-term indices STIX which were weights smaller than the fixed base uses recent are on average Laspeyres, indicating that bias tends to increase with the age of the

weights.

204 Bilaga 3

Table 1: Fixed base indices compared to chained short and

long term

indices. December-December. One-year

averages.

Bilaga3 205 Table 1 cont. YEAR FC.9 FC.8 FC.7 FC.6 FC.5 FC.4 FC.3 FC.2 FC.1 79-84 110.707 110.730 110.753 110.777 110.799 110.822 110.845 110.868 110.891 80-85 108.901 108.918 108.935 108.951 108.968 108.984 109.000 109.017 109.033 81-86 107.566 107.592 107.617 107.642 107.666 107.690 107.713 107.737 107.759 82-87 106.525 106.550 106.574 106.597 106.620 106.643 106.665 106.687 106.708 83-88 105.738 105.754 105.770 105.787 105.803 105.819 105.834 105.850 105.865 84-89 105.445 105.463 105.481 105.499 105.517 105.534 105.552 105.569 105.586 85-90 106.575 106.596 106.617 106.638 106.658 106.679 106.699 106.718 106.738 86-91 107.142 107.180 107.218 107.256 107.293 107.330 107.367 107.404 107.441 87-92 106.161 106.205 106.250 106.295 106.339 106.384 106.428 106.473 106.517 88-93 105.932 105.973 106.014 106.055 106.096 106.138 106.180 106.222 106.264 89-94 105.174 105.215 105.256 105.297 105.339 105.381 105.422 105.464 105.507 90-95 103.645 103.677 103.710 103.743 103.776 103.809 103.843 103.876 103.910 91-96 102.374 102.398 102.422 102.445 102.469 102.493 102.517 102.540 102.564 92-97 102.708 102.730 102.752 102.774 102.797 102.819 102.842 102.864 102.887 93-98 101.767 101.783 101.798 101.813 101.829 101.844 101.859 101.874 101.889 MEAN 105.757 105.784 105.811 105.838 105.865 105.891 105.918 105.944 105.971

206 Bilaga 3 SOU 1999: 124

4.4.2 Chain indices: month

linking by

When linking by month, all index formulae have to be somewhat

twisted, since quantity and price data will necessarily be from different

periods. We choose only one superlative index reference as our here.

Törnqvist MT: Mån 28 y k

with + W3. 28b

Wm

%W,3"

We immediately note the asymmetry the formula with weights

reflecting years and prices being for months. This problem difficult

to avoid when linking by month since consumption values with good

quality exist only by year and since we want to represent the whole

year in our index. This index would still have to be long-term index, a since year y values are available only early y+1. year

Edgeworth ME: -

Z Q:" Q:

+ Py,I2 ä 29

12 -1 k

Py-I 7 Q + Qy I

k k k k k

I;"y—I,l2

Vky-I +’/ky

Pky-LIIZ

Pky- Pky

where 29b

Wk

Pr Pr

Vy" V j + k k

Pky-I g Pky

Two variants of geometric indices have been simulated. In both of

those we change the weights in 28 so that for:

Geometric MG1: As 28 with weights W,,"’ —

Geometric MG2: As 28 with weights W,,‘"" 21b above. —

SOU 1999: 124 Bilaga 3 207 Table 2: Chained indices, linking by month.Change December- December. YEAR STIX LTIX MC.6 MT ME MG1 MG2 80-81 109.639 109.444 109.518 109.458 109.541 109.405 109.439 81-82 111.073 110.917 111.008 110.933 110.995 110.911 110.965 82-83 110.722 110.675 110.655 110.685 110.699 110.659 110.611 83-84 108.235 108.157 108.199 108.165 108.196 108190 108.175 84-85 105.320 105.303 105.294 105.312 105.311 105.312 105.276 85-86 103.980 103.767 103.741 103.719 103.873 103.462 103.562 86-87 105.607 105.335 105.543 105.421 105.471 105.433 105.497 87-88 106.015 105.888 105.968 105.952 105.952 105.983 105.936 88-89 106.645 106.591 106.590 106.605 106.618 106.589 106.553 89-90 110.627 110.381 110.391 110.494 110.504 110.273 110.240 90-91 107.572 107.571 107.317 107.545 107.572 107.166 107.153 91-92 101.531 101.518 101.411 101.401 101.525 101.281 101.332 92-93 104.901 104.816 104.826 104.873 104.859 104.823 104.776 93-94 102.875 102.797 102.790 102.752 102.836 102.710 102.739 94-95 102.684 102.586 102.635 102.610 102.635 102.609 102.603 95-96 100.754 100.704 100.665 100.698 100.729 100.620 100.605 96-97 102.934 102.686 102.796 102.715 102.810 102.682 102.710 97-98 100.004 100.087 99.943 100.020 100.046 99.955 99.901 MEAN 105.618 105.512 105.516 105.520 105.565 105.448 105.448

208 Bilaga 3

The CES-index now takes on the following shape:

I J 1" 7-; P y,I2 CES-MCo: I;;’,{,, 30 y-1,12

ZW,f""k

The numerical results of this comparison are shown Table For brevity, only one CES index shown the one with the optimum s — value. Some noteworthy features are:

The present long-term index on average well approximates a Törnqvist index. Over the LTIX-MT from +0.12 to years, goes - 0.11. The s value in the MC index which best approximates a Törnqvist index 0.6. Looking at single years shows, however that MC.6 - MT varies from +0.20 to -0.25. This means that, we have MC.6 as a short-tenn index and a superlative long-term index, then the shift when going from a short- to a long-term index would be between these numbers. As a comparison, the present difference between STIX and LTIX varies between -0.08 and 0.27. That STIX biased but with somewhat smaller variation than MC.6.

4.4.3 Chain indices:

linking by year

When linking by year becomes necessary to establish a connection between the armual and the monthly index, since the I in 19 I or 20 have to be built up from monthly indices. For each product. group Py.m we need to aggregate month-on-month indices or price

på,

k

Pky

levels y m and y-I m indices- - For the Pk’ ’ to year-to-year JH . k simulations, we used the geometric time aggregation principle throughout, that

E

p; Fk

31 ,

Pf’ 1;IPk"""

Bilaga 3 209

Below, in Section discuss the calculation method of the year-towe index further. year The following index types were explored the simulations:

Wk;T

Pky

Törnqvist YT:I;, H 32 - y1 , k

where the weights W defined according to 28b are

Pity

Walsh YW: IHy :WW 33 — T k

Vy-IVy Vy-IVy

where WW Z 33b

42;": .få

/ P / P P P k k k k

Pky

y å 34 Edgeworth YE: IH Wm. - ,

F

Vy V -1 -1 34b where W,.,,.

+———r;ky1J/;V,,’+;——fly/3.

Note that the weights in 32, 33 and 34 symmetric with are now respect to the pricing periods. Indices according to 32 and 33 are

thus, by definition, true superlative indices. This clear advantage of a the index, which other index formulation can fully year-to-year no

meet. For the final year-to-month index, base-weighted index a and again define the three formulae that are possible for necessary we this situation.

Fk

Laspeyres YL: I Z Wk" 35 -

pg"

k

210 Bilaga 3 SOU 1999: 124

The year-to-year index that will be used the simulations below will then be:

P: I’ ZW"’ 35b y-I k

Pky-

k

Geometric YG: As 28 with weights W, — .

I I-0 T;

Pity,

CES-YCo. JJ" y-I . IH 36

22W, PH

k

The year-to-year index that will be used in the simulations below will then be:

I—a g

Pk’,

ZW." I I;I 36b

F;

k k

In Table we present the simulation results year-to-year indices. on For reference, we have also included the monthly Törnqvist index. We now note that:

The true superlative indices YW, YT and YF close together are very as also YE, an almost superlative index. They differ by at most 0.01 and usually much less. On the difference 0.001average, 0.002. For all practical they could thus be considered purposes,

numerically equivalent."

The long-term index below the superlative indices, by on average 0.04. larger, however, in 7 out of 17 the difference years so not necessarily significant. could still be interpreted as some evidence of the Paasche effect demonstrated 10 above. The Laspeyres’ index about 0.05 and the short-term index about

0.08 larger than the superlative indices. These differences are persistent over almost all and clearly significant. years

4 This statement has to be qualified for the situation where price one zero — YT then collapses to zero or infinity. This situation does not show in up simulations at this high aggregation level but happens at lower levels from time to time.

SOU 1999: 124 Bilaga 3 211 Table 3: Chained indices, linking by year. Change from whole year Y-l to Y. YEAR YW YT YF YE YC.4 YL YG MT KTIX LTIX 82 109.953 109.953 109.954 109.957 109.983 110.04 109.91 109.94 110.14 109.95 83 110.237 110.235 110.235 110.236 110.238 110.26 110.21 110.23 110.28 110.12 84 108.417 108.416 108.416 108.420 108.463 108.49 108.42 108.41 108.52 108.47 85 107.153 107.153 107.153 107.154 107.147 107.17 107.11 107.13 107.14 107.06 86 104.454 104.446 104.455 104.457 104.436 104.55 104.25 104.43 104.59 104.57 87 104.767 104.775 104.762 104.763 104.816 104.87 104.74 104.63 104.87 104.66 88 105.902 105.900 105.900 105.900 105.884 105.91 105.85 105.81 105.91 105.63 89 106.562 106.557 106.558 106.558 106.537 106.56 106.50 106.54 106.57 106.44 90 110.000 109.996 109.996 110.000 109.967 110.10 109.78 110.00 110.16 110.11 91 109.267 109.277 109.268 109.267 109.108 109.25 108.90 109.25 109.26 109.02 92 101.738 101.740 101.738 101.739 101.704 101.76 101.62 101.70 101.77 101.77 93 105.026 105.020 105.019 105.020 105.011 105.10 104.88 104.96 105.08 105.06 94 102.885 102.886 102.887 102.887 102.895 102.92 102.86 102.95 102.96 102.88 95 102.765 102.765 102.766 102.766 102.783 102.81 102.74 102.74 102.87 102.79 96 100.990 100.990 100.989 100.989 100.987 101.03 100.92 100.99 101.05 100.95 97 102.055 102.055 102.055 102.055 102.111 102.16 102.04 102.06 102.21 102.16 98 100.849 100.849 100.849 100.850 100.862 100.88 100.84 100.86 100.96 100.72 MEAN 105.472 105.471 105.470 105.472 105.467 105.52 105.39 105.45 105.55 105.43

212 Bilaga 3

4. A CES index with o slightly smaller than 0.4 approximates a superlative index on average over the whole period. Looking at single years shows that YC.4 YT varies from 0.06 to -0.17. In

— most years the difference smaller than 0.1. This means that, we would have YC.4 as a short-term index, then we could expect the shifi when going from a short- to a long-term index to be between these numbers. The geometric index with old weights significantly underestimates

a superlative index, on average by about 0.08. The linking-by-month index MT biased downwards by

0.02 on average. The reason for this that the weights on average tend to be biased backwards in time, moving MT to some extent towards a base-weighted geometric index.

4.5 Data access end index construction in

practice

The present production of index series according to 5 7

an involves an annual reweighting process based on various data

sources, which takes place in January-F ebruary each We will here discuss

year. briefly the data and timing problems that the other chain/link choices will give rise to. Weight data access. The new household expenditure surveys HES are planned to run continuously and calendar year results will become available about six months after the reference However, the

year. sample size small 2000 households and large rates

non-response are expected. National Accounts NA values are available for some 90 categories purposes. A preliminary version, used at present, available in early January, t+l immediately after the end of the year. A revised version available November, t+l and a final version in November, t+2. An ambition, not yet fully reached, also to have a division into finer categories, finished in a preliminary version by ’ November, t+l and revised in November, t+2. Fixed base indices. In this case, no point in using the rather crude estimates in January, t+1. Thus a new link with base year t would start from January, t+2, t+3 one wants to wait for the revised values. In the case of a 5-year link continuing to December, t+6 t+7, weights would on average, over the link, be 3/2 4‘/2 years old. Annually chained indices, linking by month. In this case, the presently used formulae 5-7 are one choice. Other combination

- — of long and short-term links to be entered into 18 would also be

SOU 1999: 124 Bilaga 3 213

possible such with the above acronyms i MT+MG1,

as MT+MG2, iii MT+MC, iv ME + STIX, ME + MC and vi only

v

STIX. The list not exhaustive.

Annually chained indices, linking by Here one idea would be

year.

have superlative index YF, YT, YW YE, although the latter to a or not strictly superlative for the year-to-year links and either a Laspeyres, geometric CES index for the final year-to-month link.

a or a Another option would be to have Laspeyres indices throughout.

4.6 An evaluation of construction

alternatives

We will look at how various alternatives perform with regard

now our to the criteria set out in Section

4.6.1 Minimal bias in relation to cost-of-

long-term

index.

living index/superlative

Table 4 gives biases over 18 years according to our

average simulations, for the directly comparable formulae. Some alternatives

not possible to directly with YT. We then used LTIX as an are compare intermediate standard and added the bias of LTIX -0.04 to their estimated biases according to Tables 1 and 2. Results in Table

are

Table 4: Bias of index formulae, with YT the standard, according to

as Table 1981-98

5The small differences between the superlative indices are not indicative of any bias, since neither of them be proved superior on theoretical grounds.

can

214 Bilaga 3 SOU 1999: 124

Table 5: Average bias of various index formulae, with YT as the primary standard and LTIX as the intermediate standard, according to Table 1-2, 1981-97

Formula FL FG FC .7 MC.6 MG1 Averagebias 0.15 -0.11 0 0 -0.10

Bias variation over the years only meaningful to estimate with the YT standard. For the alternatives in Table likely to be at least

as large as for those in Table however.

We see that the fixed base options with FL and FG both have nonnegligible biases, in different directions. The CES index FC appears to be unbiased on average, but this partly illusory, since requires perfect knowledge of the elasticity of substitution, which we do not have. Since s could be assumed to be rather stable FC would give small average biases, though.

Linking by month will not either give us unbiased estimates the long run, although with the MT or ME formulae, biases seem to be quite small. Again, the MC index would be nearly unbiased. Since the s would now be possible to reestimate each year we would be in better

a position with MC than with FC. The LTIX or STIX will not provide unbiased indices according to the simulations the present index

— construction adds additive biases of -0.04 each top of each

year on other, whereas the alternative with only STIX leads to armual biases of +0.08.

Linking by year with a superlative or Edgeworth index for the yearto-year index does give us an unbiased index series. This independent of the choice of year-to-month index, since its influence cancelled out the long YL YG both biased opposite

run. or are directions, by half a decimal point.

4.6.2 Minimal bias and disturbance in short-tenn

changes

The 12-month change of the index a key economic statistic, which much analysed by central banks, and economists engaged

in macroeconomic analyses. therefore desirable that this statistic in itself not biased and that a time series of such changes not unduly influenced by other factors than pure price changes. therefore instructive to look at the definition of this statistic under different chain/link constructs.

SOU 1999: 124 Bilaga 3 215

1‘ Fixed. base index:. 15:.,. 37

11,0%",

12-month change: linking by month December:

I Y,m I Y—I,I2

15:7 3 g

im

Iy——2:i"2

I Y,mI Y-I Linking by according to 19: 39

year mm

y-z

I Y,mI Y-2 Linking by according 20: 172% 40

year to 1532"

Y—I,m

IY—3

Now, in the fixed base index the 12-month change will usually be within index link. The numerator and the denominator use the same

an weights and the statistic will only depend on the fixed and the actual price changes. The long-term bias rather stable and thus a small problem, when looking at a series of such changes. This last property an advantage for example for central banks that want to monitor inflation by looking at how series of 12-month changes develop.‘

chain index, the other hand, the 12-month change will

a on usually be between two consecutive index links so that there a weight change in between. This weight change an unwanted disturbance and, at the turn of each year, there will be a break in the time series so that the change the 12-month rate when going from December to January will be only partly due to real price changes and partly to weight changes and other technical adjustments to the index. A chain index based linking only short-term indices according to

on 6 would not have this problem. On the other hand, but perhaps less importantly for inflation analysts, the estimates will be unbiased on average.

The sizes of these disturbances have been simulated. We do not present these simulations in detail here but on average the absolute sizes of these differences around 0.1 for all the major chain index

are alternatives discussed here, except the one with only short-terrn indices. At the maximum, the annual jumps can be as large as 0.4.

° Onthe other hand, in the end of link will eventually be possible to

every recalsulate these changes based on the new weights. This creates a situation where inflation history will be rewritten which can also create problems.

216 Bilaga 3

For the delayed chain index, the jumps are the largest but the differences are not great.

4.6.3 Axiomatic considerations

only meaningful to look at axiomatics within each index link. The basic index tests see Bilaga 2 for their definition monotonicity,

identity, proportionality and dimensional invariance are satisfied by

— all formulae considered here.

The time reversal test satisfied by all superlative fonnulae and Edgeworth but not the base period weighted formulae. We consider this test important, since guarantees some kind of symmetry between the periods compared that indicates unbiasedness.

The factor reversal test only satisfied by F isher’s index. This test

not crucial for a CPI, for which a dual volume index not directly asked for.

The geometric indices, including Törnqvist, break down for zero

prices, which the other indices can manage. This property has some

importance, since prices for some public services sometimes change

frorn/to zero.

Consistency in aggregation only satisfied by the base period weighted formulae, not by the superlative indices. However, we believe that this test too strong to be of importance. A weaker additivity criterion discussed below under the heading easy to analyse.

Diewert 1999 recently proposed a test, which distinguishes the Edgeworth index, which does not satisfy from the other indices, which do satisfy it. He calls this the invariance to proportional changes

current quantities test with the following definition

Pa",p’.q".zq’ Po",p,q",q/or aIIp",p.q".q’ andan A0 41

7 There a potential problem with the use of the Edgeworth Marshall price index that has been noticed the context of using the formula to make international comparisons of prices. If the price levels of a very large country are compared to the price levels of a small country using formula then the quantity vector of the large country may totally overwhelm the influence of the quantity vector corresponding to the small country.7 In technical terms, the Edgeworth Marshall formula not homogeneous of degree 0 in the components of both and To prevent this problem from occurring we ask that the price index satisfy the following invariance to proportional changes in current quantities test

Bilaga 3 217

This test relevant in spatial comparison between two

more a countries of different sizes. In temporal comparison, especially

a between two consecutive the quantity vectors are sufficiently

years, close for this problem not to be significant.

consider the Fisher, Walsh and Edgeworth indices

In summary, we

satisfy the important criteria, with slight disadvantage for to a

Edgeworth.

4.6.4 Correct handling of seasonal products

This criterion speaks strongly for base period and against the

a year present system with month base periods. The criterion does not distinguish between formulae, since these could all, with some difficulty, be adapted to take care of seasonal products.

4.6.5 Timeliness

Chain indices have problems with the first monthly index in a

some

link because of the introduction of weights in that index new new which takes extra time and causes a delay. In a fixed base index, one simply continues with the old weights until the new are finalised and thus solves the problem. In the delayed chain index should be possible to avoid the annual delays, since there will be time for

more

the weight preparations.

4.6.6 Easy to interpret and analyse

Neither the Fisher, the geometric Törnqvist indices can easily be

nor or looked at monitoring the cost for fixed basket of products. They

as a cannot either be written in the established algebraic form of sum of

a weights times subindices, which the producers and analysts are used to handle. This considerable disadvantage for such a broadly used,

a popular index as the CPI.

However, both the Walsh and the Edgeworth index like the Laspeyres index these important properties, since they are

possess defined the ratio of the costs for two baskets with the quantities

as being of those of the base and the comparison period.

averages Thereby, they also simple additivity property, the sense

possess a that weights for subindices simply be added to obtain weights for

can higher aggregates. This criterion be seen as a weaker form of the

can

218 Bilaga 3 SOU 1999: 124

consistency aggregation test and we believe that covers what needed for practical CPI purposes.

4.6.7 Non-revisability

All our proposals this report satisfy non-revisability by design. If this criterion were not crucial, various other possibilities would exist which could lead to greater reliability in both long and short term comparisons. Such solutions would probably also add to the complexity of the system, however.

4.6.8 Co-ordination with the HICP

The I-HCP defined Laspeyres-type index with the as a a year as index reference period. At the same time, there a requirement to update weights and introduce new products annually, such measures are important for comparability. None of the solutions discussed in this report fully satisfies I-HCP requirements. However, the additional work for adapting a KPI system to the I-HCP requirements not judged to are introduce any new problems compared with today.

4.6.9 Resource

aspects

Changing over to a new aggregation system of course leads to a one time extra cost. outside the of this report to estimate this scope cost. The current costs for running the systems lowest for fixed are a base system but depends the ambition, when to on comes introducing new products and outlets at the lower level of the index. The cost for having a year as a base period probably somewhat higher, since the calculation systems at lower levels will involve more links and longer time below. The difference not believed spans see to be large, however.

4.6.10 Summarised evaluation

With the criterion minimal long-term bias in relation cost-of-living to a index/superlative index as our main criterion, the above evaluation clearly boils down to recommendation to choose delayed chain a a index according to equation 20. This choice immediately makes a

SOU 1999: 124 Bilaga 3 219

superlative index aggregation 90 product groups possible

over some and, with better National Accounts and other sources for weights,

for extending superlative aggregation to much finer levels of the opens index.

For the year-to-year links this index, all superlative formulae including Edgeworth virtually equivalent from a bias point of

are view. The criterion to interpret and analyse points at Walsh or

easy Edgeworth the clearly best choices. A small edge given in favour

as of Walsh, due to its true superlative properties and meeting more tests.

For the year-to-month link, simplicity speaks in favour of the Laspeyres index. Its bias does not influence the long-term bias of the chain whole.

index as a

Bilaga 3 SOU 1999: 124

5 Index at lower levels

aggregation

The analysis above has led us to recommend the following basic KPI construction. The index from reference year 0 to year Y, month m should be a chained index according to the following formula:

Y2 IY,m IY,m y 42

ZHI

0 - Y y.1 yI

For the year-to-year index, the Walsh index should be used:

:Pia/Q: r

P, y T: W. 4, 43 y-I Z ""

ZP. P"

2:2," g

k

VyV.v-I V.VVy‘1

where WW 43b

girl.

lmlzk k k k k

For the year-to-month index, the Laspeyres index should be used:

PY,m 15:3 Z ,where V,,"’ 44

Wk Wk

1;

Vk/Zk

k

This computational scheme will be possible to use down to at least 90 product groups for which consumption values from the National Accounts will be available. Work going on to extend this breakdown further down the product hierarchy. In this section, we will deal with the problems that emerge below the level, where these value weights are available.

Bilaga 3 221

5.1 Aggregation steps

For the of the present analysis, useful to speak of four

purposes aggregation steps. In actual index calculation, there sometimes be

may

less often fewer steps than that but they can then be traced more or back of these four steps. We will, somewhat unnaturally number

to one them from top to bottom. We will give examples of the kind of situations that we have mind as we go along.

The first step the combination of some 90 NA purposes into the

— All Item Index

In this step, current NA value weights are guaranteed our proposed system. The according to the international Coicop

purposes are Classification Of Individual Consumption by Purpose system and are similar to those used in the HICP.

The second step the combination of 3-400 product groups into 90

— NA purposes

In this step NA values also possible but not guaranteed and we have

are to for less than superlative aggregation method as the

prepare some best estimate.

Aggregation in this products within the same product

case over

In these fairly close substitutes such as pork and group. some cases, are beef within the meat category. In other cases, substitutability much smaller such between dishwashers and refrigerators in the household

as appliances category.

The third combining elementary aggregates into product

step — groups

This step quite heterogeneous in nature. In most cases value weights will not be available, although exceptions exist. In the third step product groups subindices are constructed, sometimes in several steps, from subgroup, outlet and/or regional elementary aggregates. For this step, there a great variety of situations. A few examples are given here.

Local price collection. For some 150 representative products mainly goods, local price collectors monitor the prices directly the outlets. For these products there a stratification into industries outlet

8 192022Konsumentprisindex

222 Bilaga 3

types according to SNI 92 the Swedish version of the NACE system for industrial Classification. Elementary aggregation done nationally, over all outlets one industry. Weights industries over are based on a survey planned to be 5-yearly, reflecting the distribution of sales of a certain product group between industries. Daily necessities. The daily necessities system introduces an additional stratiñcation compared with the local price system. Here, e.g., the industry Supermarkets SNI 52.112 further divided into three strata according to the chain a certain outlet belongs to ICA/KF/DAGAB. Electricity. In this subsystem aggregation the following over dimensions: i Network fees fees, type of housing, iii vs. energy fixed vs. variable according to consumed amount fees and iv type of tariff used partly according to the consumer’s choice. Municipal services for owner-occupiers. Here, aggregation over i type of service water and refuse collection and chimney sewage,

sweeping and municipalities.

Telephone services. Aggregation i main type of services over mobile services, residential services, and Internet services, company providing the service and iii detailed services according to the tariff of the provider. Health care. Aggregation over i type of service and organisation providing the service, where the organisation usually a county council landsting so that there also a geographical division involved in this aggregation step. We observe that the third level displays mixed picture with a very regard to substitutability. The subgroups sometimes represent entities between which substitutability large e.g. outlet chains and sometimes very small e.g. municipality of residence.

The fourth step aggregating price quotes into elementary indices -

At this level, single observed prices aggregated to elementary are indices. In practice, there several different here. Fairly typical are cases examples in the KPI are:

A representative item e.g. a refrigerator, a TV set, a restaurant meal defined in the central office. Varieties of this item are selected by price collectors and thus aggregated certain are over a type of randomly PPS8 selected outlets 5-digit NACE number in

8 Probability Proportional to Size

Bilaga 3 223

all of Sweden. The available weight information the size of the outlet terms of its number of employees with a 2-year lag. For most item daily necessities e.g. bread, cereals, frozen

groups fish, washing detergents etc., typically purchased in supermarkets, randomly PPS selected items e.g. cod fillet, Findus, 400g are aggregated randomly PPS selected outlets, divided into three

over major wholesaler/retailer chains, all of Sweden. In addition to the size of the outlet, the weight of the item in terms of its national sales 1-2 years ago known. Water and charges aggregated a number of

sewage are over randomly selected municipalities. The population size of the municipality used as weight. Complete information of the sales of all alcoholic beverages by the Government retail monopoly Systembolaget which uses national prices. The exact quantities/values sold of each bottle/can of beer, wine or known.

spirit are Electricity telephone charges aggregated over a number of

or are providers. Usually, good information quantities kWh, call

on minutes etc., although sometimes with a lag, available.

As a rule, substitutability within the aggregates will be large. Sometimes there are also weights involved at this level, sometimes not. In such tariff prices item 5 of the list, there are some cases as specific problems, which will not be dealt with here.

5.2 Estimates of price elasticity

For determining the best aggregation method in the absence of current value weights, will the price elasticity criterion. We will assume

we use that the relation between price elasticity and index formula given by the CES price index in 16 above. With this formula in mind, the empirical issue becomes one of determining the value of the price elasticity o in different cases. Unfortunately, the available information not abundant. Most estimates are done in the U.S., only one recent Swedish source known. We will first look at these estimates at a level roughly corresponding to the second aggregation step. Then we will look at evidence relating to the third and fourth steps.

9 Although often the whole country, price changes do not

an aggregate covers usually follow a regional pattern. This means that the observed variation within an aggregate often represents variation between nearby outlets.

224 Bilaga 3

5.2.1 Second elasticities step

The only recent Scandinavian source for price elasticities Edgerton et al. 1996. They analyse food demand the Nordic countries based on NA data from 1963-89 for Sweden and similar time periods for the other Nordic countries. They use a three-level aggregation, where food consumption divided into animalia, vegetabilia, beverages and miscellaneous and each of these categories turn divided into three subgroups, the lowest level considered in their study. Table 6 gives their estimated own-price elasticities

for each of the 12 groups:

Table 6: Own-price elasticities reversed sign for the Nordic countries, estimated by Edgerton et 1996

Denmark Finland Norway Sweden Animalia

Beverages

Vegetabilia

Miscellaneous

The groups in Table 6 are, however, groups, that belong to the upper level of KPI aggregation, where current consumption values

are available, at least in principle.

1° At present, the NA values for these food categories are not based on current information but are just extrapolated from earlier years in fixed value proportions. will, however, be possible to improve these matters with some reasonable etfort.

SOU 1999: 124 Bilaga 3 225

McLelland 1999, at the U.S. Bureau of Labor Statistics BLS, makes detailed comparisons between outcomes of different index fonnulae within the expenditure class level of the U.S. CPI 70 groups divided into 207 item Strata. In the KPI, this level roughly corresponds to the division into 300 subindices mentioned above. He finds that the estimated elasticity of substitution close greater than unity

to or the majority of In comparing the Fisher, Laspeyres and

cases. Geometric indices he finds that Laspeyres significantly different from the Fisher indices in 65 to 80 percent of the cases, whereas the Geometric index with old weights only differs significantly in about 15 percent of the Thus the Geometric index judged to be a

cases. better estimator of cost-of-living index than the Laspeyres, when only

a old weights from period O available. McLelland’s main objective

are

establish the best methodology at the elementary index level. He

that, due to increased substitution at the lower levels of the argues index, the elasticity generally increases down the index

as we move hierarchy. This the differential biases of the Laspeyres and the

causes Geometric indices in relation to Fisher to further in favour of the

move Geometric index.

of published estimates of demand elasticity in the U.S.

A survey shows somewhat mixed picture. Three important recent works in this

a

Huang 1993, Berry, Levinsohn and Pakes 1995 and area are Hausman 1997. Huang concemed with the food sector. He estimates the elasticity of food at home as a whole to be 0.19 but as the level of disaggregation increases the elasticity also generally increases, although with exceptions. In table present a summary of his

some we estimates.

Table Price elasticities reversed sign in food

some categories for the U.S. according to Huang 1993

area are estimates by other researchers; Nelson 1994 estimates elasticity for milk to 1.15 and Heien and Pompelli 1989 to 0.69. Unpublished Swedish experiences from the recent period when milk subsidies were

226 Bilaga 3 SOU 1999: 124

abolished and prices thus Suddenly increased by 20% that some were purchasing volumes were hardly influenced at all, fact that supports a the low elasticity estimates for milk. Hausman gives 0.90 his as estimate for breakfast cereals whole. For whole, three as a cars as a estimates are 0.87 McCarthy, 1996 0.85 Levinsohn, 1988 and 1.43 Trandel, 1991. The great variability of the elasticity estimates, also for the same product groups, precludes strong conclusions for any particular group. The estimates the whole from slightly above to cover range zero up values above one and thus make definite judgement price a on average

elasticity difficult.

We consider McLellands results the single strongest evidence as relating to the formula choice at this level, since he compared index formulas with their superlative counterparts afterwards and with actual CPI data. His conclusion that the estimated elasticity of substitution close to or greater than unity in the majority of and thus that cases the geometric mean estimator, which based assumption of on an

price elasticity being equal to one, estimates a superlative index better

than a Laspeyres index does. With Table 7 in mind, may be possible to make informed guesses as to categories where assumption of unitary price elasticity not an reasonable and apply different aggregation principles in the two cases.

5.2.2 Low-level elasticities

Let us first ask: What the economic interpretation of elementary an aggregate EA and of the kind of consumer behaviour that takes place within it For food, daily necessities and other products, the EA some in the KPI consists of a set of varieties in a set of outlets defined either as a chain of retailers or as an outlet type example hyperrnarkets, radio/TV-retailers etc. defined by the 5-digit NACE level SNI 92, the Swedish NACE version. In contrast to most other countries, no regional demarcations are applied. How, then, do behave in consumers response to price changes within such an EA Firstly, we note that much of the low-level substitution would take place also between two EAs, for example between hypermarket and a a local supermarket between Konsum and ICA supermarket in the or a an area. This calls for a substitution allowing aggregation

same

principle between different outlet groups for the product. Within same an EA, there will be substitution effects unless the price changes display a strong regional pattern. Regional effects are not strong, since much of the price change known to be due to short-term fluctuations,

Bilaga3 227

price bouncing etc. Therefore, within an EA substitution effects are generally large.

What substitution effects are we talking about more exactly at this level Dalton et 1998 made excellent account of this when they

an explained the BLS change to the geometric formula at the EA

mean level. Ice used their exemplifying product:

cream was as

Substitution take several forms corresponding to the types of

can item— and outlet-specific prices used to construct the basic indexes:

0 Substitution among brands of products, for example, between

brands of ice cream;

Substitution among product sizes, for example, between pint and 0

quart packages of ice cream;

Substitution outlets, for example, between brand of ice 0 among a

cream sold at two different stores; 0 Substitution across time, for example, between purchasing ice

during the first second week of the month;

cream or 0 Substitution among types of items within the category, for

example, between and frozen yoghurt;

ice cream

Substitution specific items in different index categories, 0 among

for example, between ice cream and cupcakes.

Thus, in to increase in the price charged by a store for a

response an certain brand of ice could respond by

cream, a consumer redistributing purchases along any of several dimensions represented by other priced items in the category: to another brand of ice whose prices had not risen, to a larger package of ice

cream

with smaller price to ice at different cream a per ounce, cream a store where ice sale, or to a brand of frozen yoghurt.

cream on The also could respond by postponing the ice cream

consumer purchase until a later date.

Finally, the consumer could substitute from the ice cream brand to a specific alternative dessert item, such as cupcakes or apples, that in another CPI category.

The distinctions between all the kinds of substitution elements described this quotation not well developed in economic

are research." What be said under these circumstances

can

A research line that in its infancy that of consumer search theory. Reinsdorf 1994 discusses the implications for the cost of living index of

228 Bilaga 3

In general reasonable to expect elasticities to increase when we move down the product hierarchy to detailed levels. This more because we find closer substitutes at the lower levels than at the higher pork vs. beef instead of meat fish, Brand A Brand B coffee vs. vs. instead of coffee tea, Coca Cola outlet A the nearby outlet B vs. vs. instead of Coca Cola vs. Fanta. However, not studies of low many level elasticities have been done far. so Beny et estimates elasticity for and give estimates between cars 3.08 Lexus LS400 and 6.52 Nissan Sentra at the brand level as compared with the above-mentioned estimates for whole cars as a between 0.85 and 1.43. Hausman deals with breakfast cereals, also at the brand level. His estimates of elasticity for particular brands from 1.93 Cheerios range to 3.18 Frosted Wheat Squares as compared to 0.90 for the group as a whole. Reinsdorf 1996 carried out a comparison between different index formulas based on A.C. Nielsen data for outlets in Washington scarmer and Chicago for coffee, 1993-94. His data showed that the geometric mean index with base period weights most closer to the cases Fisher index than the Laspeyres index. Other unpublished BLS research on scanner data hints at even stronger results; the most typical pattern seems to be LaspeyresGeomeanFisher which consistent with a price elasticity of more than one.

We carried out a small experiment based on Swedish data for scanner some item groups, where we estimated the following withinaverage outlet price elasticities for some item groups.

searching consumers markets with price dispersion for products of constant quality. 12The data covered 117 weeks from 9440 to 9652. All purchases in 26 outlets were included. The number of item descriptions averaged over was around 100. The first week in which the item appeared in a shop was taken as the base for shopwise calculations. The median of the estimated price elasticities taken was over shops and weeks and finally the medians averaged the item were over descriptions. Weights, p-poq-qo, were applied.

Bilaga 3 229 Table Average price elasticities for EAN codes within brands some item groups based on scanner data, 1994-1996.

These estimates where very crude estimation methods were used turn out to be in the lower range of the brand-type elasticities seen in U.S. data but still well above unity.

5.2.3 Summary of information on price elasticities

Tentative conclusions based on the scarce information given above would be:

For the second aggregation step, own-price elasticities vary from

slightly above zero up to well above one. There are some inelastic

products for example milk, potatoes, flour and rice as well as more

elastic one like new cars and breakfast cereals. 2. At lower levels, elasticities are generally much higher and often

well above unity for brands in competitive product areas.

5.3 to the Walsh formula

Approximations

for the second aggregation step

Where current consumption values are not available, two special cases of the Walsh formula are of interest.

Firstly, assume zero elasticity. This consistent with the assumption that the quantity ratios between products remain intact despite the change in relative prices. Say that in 43 we have Q: /IQ{" for all k The Walsh index then reduces to the Laspeyres

. index

å Py y-I

Qlz

k

Vky-I Pky

y 45

Iy-I i

y-I -1 y-I P y-I

Z Qk Z

k k

k k

230 Bilaga 3

If the known quantities or values are from a period before y-l from period say, then the invariance of the quantityyratios implies that Q,f /1Qk" /1,uQ,f for all Instead of 45 then obtain: we

ä

.på

q

Pky

Iy VksPky-1/Pks

Z 46

H /P:

V: Pkfl

Z Pkfl k Pk

k z

Price updating the weights from period to period y-l thus logical s a choice in this case. Secondly, assume unitary price elasticity. This consistent with the assumption that the value ratios between products remain intact despite the change in relative prices. This implies that in 43 have we ÅVf" for all The Walsh index then reduces to the following

Vf

index:

/PkI/Pkw-z

;Vf-i Vky-1//Pky/Pky-IPky

Iy :Z 47 ’

zv.H/um k ZV."/WW rr

k k

If the known values are from period before y-l from period say, a then the invariance of the value ratios implies that Vf for allk We then put the period values in the

,uVf can s

. period y-l values place 47 without other changes. Especially, any no price updating called for this case. Therefore, only old value weights known, then 45——47 are can be chosen given an assessment of the most likely value of the elasticity of substitution. The analysis above suggests that unitary price elasticity more often the best approximation, which would make 47 the main option. For the year-to-month there no question of approximation since the Laspeyres formula applies also in the second step. If the weights are from a period before y-l then price updating should be done only where zero price elasticity assumed, i.e. where the Laspeyres index used also in the year-to-year index.

SOU 1999: 124 Bilaga 3 231

5.4 The third

aggregation step

The same logic essentially applies for the third step as for the second step. As noted above this aggregation can represent many different

situations with regard to substitutability and elasticity. For the case of

unitary price elasticities, the internationally recognised geometric mean formula provides alternative that be proved see Annex 1 to

an can give almost the same answer as 47.3

W

I,’..Il,.P+i.;Vk k

In Annex demonstrated that 47 and 48 give the same results to almost the third order according to a Taylor approximation, which only requires that the coefficient of variation of the price relatives be bounded.

The choice between these two formulae thus a minor one. In favour of 47 one can argue that provides formula consistency at all levels. For 48 speaks the fact, that the internationally accepted fonnula.

In the third step, elasticities are often larger than in the second step. Also, there no need for presenting subindices at this level to users. Therefore, here we could consider aggregation according to 47 or 48 also in the year-to-month index in order to reduce substitution

bias. For example:

lIkY,nl/IkY-2 EL!

Ir,"

- z

u Zita/Jawa

k

5.5 Elementary aggregation

At the lowest level single prices are to be aggregated into indices.

Aggregation based on unitary price elasticity should be the rule here in

both the year-to-year and the year-to-month links. Here we denote weights by wj and assume that they sum- to one. In principle, they are

13Here, drop the time superscript for Vk, since the value weights ofien

we are older than y-1.

232 Bilaga 3 SOU 1999: 124

value weights although they are oflen crude size measures. For the year-to-year index, the basic form would be either:

Zwix/Pi/Pia

5 1;, or 50

Zw; A/In’/111"’

I

j w.

p ’

If.,

y-1 i PJ

In these formulae, the price each ideally interpreted unit year as a value over months, i.e.:

I2 I2

ZIn"’"a§’" 241", 52

m

m1 m1

where q}"" the quantity sold in month y,m. Often, equal quantities in all months will need to be assumed. If desired to bring in products outlets annually, link new or months lm need to be introduced, so that an overlap established in Im. This would change 50 and 51 into:

Zwm/P5/Pf"

jZUwm/P1’/Pl"

I.V jeul I or y

jZUWu/JPWPI"JZIJIWn/Jpf/Pi"

wlj Wzj i.. , 54

HfiJt.. ,

1;,1’1’yiIjjeU, P

j jazz,

where U1 and U2 denote the two universes in the first and second limks. For the year-to-month index there will usually be a need to dividle into three links according to the following scheme:

Bilaga 3 233

zWix/pjm/PJHZwzjvpimz

id, jag; g;’31/Piw/Pimz

1:3: 55

ml Y2 m2 ml Y

2"’/i1‘i /Pf ZWZI/Jpi’ Z’3i//Pi/Pi”

iev. rev, rev, OI I

ml "Ii Wu Wu

,m

s6

HW

zzrzzzrsrzrizwna,jPk n"i..

jell, j key, lev, 1

Note that not necessary to have the same link months in all aggregates. Especially, where product seasonally unavailable, a

a month where available should be chosen as the link month. In most

will be desirable to choose December January, since the cases, or computation of armual price will then be facilitated.

an average

Dividing the index into sublinks will sometimes be necessary also in the second and third aggregation steps. straightforward to apply the formulae for elementary aggregates for those cases also.

In Annex provide a table with the aggregation scheme from

we top to bottom.

The above description covers most practical situations. In some

however, the situation at hand calls for other solutions. cases,

5.5.1 elementary weights Superlative

For products, above all alcohol, there detailed and current data

some available for weighting. They should then be used in a manner that combines the Walsh index with unit values over time for homogeneous products.

234 Bilaga 3

5.5.2 Inelastic and

aggregation zero prices

If elementary aggregation over observations between which price elasticity small, a Laspeyres-type index should be used. By this, we mean the following index written its general form:

101 57

-gffl,

where period usually before the most recent period for which quantity data available. This also the preferred approach, where price end a zero one of the comparison. The existence of a zero price that price means elasticity in that point of the demand zero, which turn curve means that the index solution sought in this situation must be consistent with zero elasticity.

dqp

Price elasticity in general defined e which that as means d- A , P identical to zero for p0 the demand function differentiable.

Bilaga 3 235

References

Aizcorbe, A.M. and Jackman, P.C. 1993: The Commodity Substitution Effect in CPI Data, 1982-91. Monthly Labor Review, 116 December, 25-33.

Balk B.M.1995: Axiomatic Price Index Theory: A Survey. International Statistical Review, 63, 69-93.

Berry, S., Levinsohn, and Pakes, A. 1995: Automobile Prices in Market Equilibrium. Econometrica, 63:4, 841-890.

Blackorby, C. and Russell, R. 1989: Will the Real Elasticity of Substitution Please Stand Up A Comparison of the Allen/ Uzawa and Morishima Elasticities. American Economic Review, Vol. 79, no. 882-888.

Boskin, M.J et 1996: Toward More Accurate Measure of the

a Cost of Living. Final Report to the Senate Finance Committee from the Advisory Commission to Study the Consumer Price Index. U.S. Senate Finance Committee.

Dalén, 1992: Computing Elementary Aggregates in the Swedish Consumer Price Index. Journal of Official Statistics, Vol. No.2, 129-147.

Dalén, 1998: Comparing index construction alternatives for the Swedish CPI. Report for the KPI Commission.

Dalton, K.V., Greenlees, J .S. and Stewart, K.J. 1998: Incorporating a Geometric Mean Formula into the CPI. Monthly Labor Review, October, 3-7.

Diewert, W.E. 1976: Exact and Superlative Index Numbers. Journal of Econometrics, 115-145.

236 Bilaga3

Diewert, W.E. 1978: Superlative Index Numbers and Consistency in Aggregation. Econometrica, 883-900.

Edgerton, D.L., Assarsson, B., Hummelmose, A., Laurila, P., Rickertsen, K. and Vale, P.H. 1996: The Econometrics Demand

of

Systems, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht.

Fisher, 1922: The Making of Index Numbers. Boston, Houghton Mifflin.

Haglund, M. 1992: Vägningstal och priselasticiteter. Intemal Memo presented to the Swedish Index Board. SCB, 92-03-12.

Hausman, A. 1997: Valuation of New Goods under and

Perfect

Imperfect Competition. In Bresnahan, T., and R.J. Gordon, eds., The Economics of New Goods, 209—247. NBER Studies in Income and

Wealth, vol. 58. Chicago: University of Chicago Press.

Heien, D. and Pompelli, G. 1989: The Demand Alcoholic

for

Beverages: Economic and Demographic Eflects. Southern Economic Journal, Vol 55, 759-770. no.

Huang, Kuo 1993: A Complete System of U.S. Demand for Food. Technical Bulletin Number 1821, Economic Research Service, United States Department of Agriculture.

Lloyd, P.J. 1975: Substitution Eflects and Biases in Nontrue Price Indices. American Economic Review 65, 301-313.

McCarthy, P.S. 1996; Market Price and Income Elasticities of New Vehicle Demands. Review of Economics and Statistics, 78:3, 543-547.

McLelland, R. 1999: On the Use of the Geometric Mean and Laspeyres Formulas in the CPI. Unpublished Report, Bureau of Labor Statistics, Washongton D.C.

Moulton, B.R. 1996: Constant Elasticity Cost-of-Living Index in Share Relative Form. Bureau of Labor Statistics, Washington D.C., December.

SOU 1999: 124 Bilaga 3 237

Moulton, B.R. and Stewart, K.J. 1997: An Overview of Experimental U.S. Consumer Price Indices. In Proceedings of the Third Meeting of the International Working Group on Price Indices. Centraal Bureau voor de Statistiek, Research Paper no. 9806, Voorburg.

Nelson, 1994: Estimation of Food Demand Elasticities Using Hicksian Composite Commodity Assumptions. Quarterly Journal of Business and Economics, V01. 33, no. 51-68.

Norberg 1996: Systematisk eflekt på KP1s Iångtidsindex av rent slumpmässiga fel i prisindex för representantvaror. Internal Memo presented to the Swedish Index Board. SCB, 96-09-25.

Shapiro, M.D. and Wilcox, D.W. 1997: Alternative Strategies for Aggregating Prices in the CPI. Review. Federal Reserve Bank of St. Louis, Volume 79, 113-126.

Socialstyrelsen 1961. Konsumentpriser och indexberäkningar åren 1931-1959. Sveriges Officiella Statistik, Stockholm 1961.

SOU 1943: Betänkande angående Ievnadskostnadsindex, SOU 1943:8, Finansdepartementet, Stockholm.

SOU 1953: Konsumentprisindex, betänkande angående omläggning

levnadskostnadsindex, SOU 1953:23, Civildepartementet, av Stockholm.

Trandel, G. A. 1991: The Bias Due to Omitting Quality when Estimating Automobile Demand. Review of Economics and Statistics, 73:3, 522-525.

238 Bilaga 3 SOU 1999: 124

Annex 1

Taylor series approximations of two index formulae

Here we present, without proofs, Taylor series approximations of the two most important formulae discussed above. Approximations are done for those formulas, which functions of price relatives only and are are based on series expansions around the unit vector. We the use notation /pf for price relatives and for weights,

wk summing

to one over In this notation the formulae are:

W: and A.1

Zwk/

k

G1‘r,‘" A.2

Approximations expressed functions of the first, second and are as third weighted central moments of the distribution of the follows: r, as

uZwkrks

k

02 "/‘2;

Zwkrk A.3

I

7Zw.rk-.u’

k

SOU 1999: 124 Bilaga 3 239

Now, the third order Taylor approximations of these are:

W o’/2 3;¢s + oz,u-1/2 and A.4

r,u- +

G o’/2 + 7/3 + o’p-1/2 A.5

zy-

We thus have

W- G ;/24 A.6

z

which not very much

The result has been numerically tested. The approximation quite reliable for those kinds of distributions of price relatives that are

in practice, where below 0.2. collapses where o common o becomes large above 0.5, say.

very

240 Bilaga 3

Annex 2

Simplified aggregation scheme in four steps

Aggregation level Year-to-month index Year-to-year index All Item level, — JU .in where I y I34 A2.l where A2.5 aggregated from NA , r,

-—;’,,Iy,’.,,

groups, denotedh yr, Azlb W i - f

za"

i

NA group level, .m .m I:-2;h_ where A22 Iy-1:1: where A26 aggregated from ’

-2.1" gnlzly-1::

product subgroups, g denoted Vr: A2 2b V h W; W‘:fl’_ l

29,-: A26b

g L

Se" 2 I;-1;:

e

Subgroup level, Jun ya where A2.3 I y y rm where A2.7 aggregated from H‘, ,

gfl{,Iy,.,, §PI{,Iy,;,

elementary aggregates, denoted I

piga

lind

W, A2.3b W., A2-7b

y-’—2,d

V y-1,1 deg deg Elementary level, y.m 10:2 lm

Iy—2,d .nu y y

Iyb:I;;dxIInul;dxIl:ra2;dIy—I,d Iy—I;dxIlm,d

linking done in link months Im, Iml, Im2 :WU lm y-2 f bn y-I

pi /pl /pl

onceayear,usuallyin :Wu p

December January ——:——————1d led or x x

/VP; h" 2

:Wu /P1’

:Wu /x/P7"/P;H

IE4: jag, A2 8 i

Zwzn/P§"’/P5"' J ""

w P} P; L 21 A24 x / l m2/P’:nu —"‘—’—:

p /

Ewy ZWZI PHP

2 ja 2 m2

Zw VP}y,m/p

31 J54:

:Wai /x/Pfm/Pfnz

J54:

1999: 124 Bilaga 4 241 SOU

Säsongsvariation

I den här bilagan diskuteras inledningsvis vad vi menar med säsongsvariation i KPI-sammanhang. Det konstateras att vad som främst

behöver preciseras, vad principfrågor, rör sådan säsongsvariation

avser beror på vissa och tjänster, inom för hushållens som att varor ramen givna preferenser, värderas olika beroende på säsong. Mot den

bakgrunden diskuteras möjligheten att beräkna kortperiodiska prisindex

kan tolkas mått på förändringen över tiden levnadssom som av kostnaderna. Det konstateras att år-till-månad-lärxk i princip avser en

jämförelser årsmedelprisef enligt prisläget den aktuella månaden

av och under länkens basår. Avslutningsvis diskuteras också vissa brister i indexfonnel vid kraftiga säsongsmässiga variationer i utbud Laspeyres och pris, föreslås ansats för att komma till rätta med problemet. samt en Däremot behandlas inte de praktiska svårigheterna att göra relevanta det föreligger sådana säsongsmässiga skillnader i

prisjämförelser när

fysiska kvalitet, eller kondition, främst vidlåder vissa typer varors som färska grönsaker och färsk frukt. av

1 Vad är säsongsvariation

Med säsongsvariation vi i allmänhet att utvecklingen av priser menar och/eller konsumerade kvantiteter under loppet av ett år påverkas av ett eller mindre regelbundet säsongsmönster. Bakomliggande orsaker mer dels klimat och dels konventioner eller institutionella faktorer som är

julhandeln. De påverkar dels tillgången på, eller produktions-

t.ex. kostnaderna för, vissa typer och tjänster och dels hushållens av varor värdering olika och tjänster. Säsongsvariationema kan således av varor förklaras varuvisa variationer från utbudssidan eller efterfrågesidan. av Vi följer här Diewerts s.75‘ kategorisering och säger att produkter de under någon del året inte går att är säsongsvaror av typ i om av

I Diewert W.E.: Seasonal Commodities, High Inflation and Index Number Theory. Proceedings, Second meeting of the International Working Group on

242 Bilaga 4 i

köpa. Andra nyttigheter, erbjuds under alla årstider, är ii. som av typ Dessa är säsongsvaror typ hushållens värdering dem av a om av är oberoende säsongen. Säsongsmässiga variationer i konsumerade av kvantiteter beror då helt och hållet på att hushållen minskar konsumtionen då priserna är höga och ökar den när priserna för är låga, att sett över hela året använda sina så att deras totala välfärd maxiresurser meras. Om hushållen däremot värderar och tjänster olika varor beroende på säsong kan vi kalla dem för säsongsvaror av typ ii b. En vara är ingen säsongsvara om hushållens värdering den är oberoende av av säsong och konsumtionen är jämnt fördelad över året. Ett exempel på en vara av typ ii kan tomater viss a vara av en kvalitet. Konsumtionen tomater god kvalitet är och

av av hög priserna

låga när de lokala odlarna har sin naturliga skördesäsong, medan det omvända förhållandet gäller då tomater måste importeras från

avlägsna

odlingsplatser eller produceras till höga kostnader i uppvärmda västhus. Konsumenten värdesätter dock tillgången till lika under tomater hela året. i

Exempel på nyttigheter typen ii b kan

av vara

0 glass, eftersom variationer mellan månader avseende konsumerade kvantiteter, beror snarast på att hushållen värderar glasskonsumtion

på sommaren högre, och efterfrågar glass då, än under den mer kallare delen av året;

0 säsongsbetonade kläder som vi föredrar att köpa inför eller i inledningen av en säsong, eftersom det är då vi kan få glädje mest av dem, i synnerhet om det är modeplagg riskerar att "ute" som vara nästa gång det är säsong;

0 resor och logi eftersom vår efterfrågan på olika slag och resor av destinationer i stor utsträckning är kopplad till årstiden, oavsett om det gäller semesterresor eller till och från jobbet; resor

0 energi för uppvärmning inte är möjlig, eller dyr, lagra,

som att eftersom en enhet energi förbrukad under bidrar mindre sommaren till att upprätthålla hushållets levnadsstandard än enhet under en vintern.

I alla dessa fall är det tydligt att variationen över året konsumerade av kvantiteter bara delvis, och ibland kanske inte alls, kan förklaras av variationer från utbudssidan.

Price Indices the Ottawa Group November 1995, Statistiska centralbyrån, - - Stockholm 1996.

Bilaga 4 243

2 Levnadskostnadsindex och

säsongsvariation

Syftet med indexet är att förändringen över tiden av kostnaden för ange oförändrad levnadsstandard. Viktiga förutsättningar för att ett index en skall kunna strikt sådan tolkning är bI.a.:2 ges en

de och tjänster hushållen kan välja mellan för att 0 att varor som tillgodose sina konsumtionsbehov är desamma i de jämförda tids-

perioderna samt

hushållens värdering och tjänsterna i förhållande till 0 att av varorna varandra inte är olika i de jämförda tidsperiodema.

Förhållandena därvidlag förändras mycket litet mellan två intilliggande år. Dessa förutsättningar bör därför ganska väl tillgodosedda när vara

det gäller ett index jämför prisläget under en tolvmånadersperiod

som

med under näraliggande tolvmånadersperiod, liksom vid prisläget en jämförelser mellan säsongslika perioder, t.ex. de vanliga tolv-

som månaderstalen. Förutsättningarna för att tolka jämförelser mellan säsongsolika perioder jämförelser kostnaden för viss levnadsstandard är som av en

betydligt sämre. Exempel på sådana jämförelser är mellan intilliggande

månader; mellan december och viss månad under påföljande år som en de nuvarande korttidslänkama; mellan ett år och viss månad som i en de i kapitel 3 föreslagna år-till-månad-länkama. I dessa fall innebär existensen typ i att den första förutsättningen saknas samt av varor av existensen säsongsvaror typ ii b att inte heller den andra förutav av sättningen uppfylls. Sådana jämförelser måste därför tolkas med

försiktighet.

Diewert ibid. s.117 t.o.m. att det inte tjänar något till att anser försöka jämföra sådant inte är jämförbart och menar att det är tre som olika säsongsneutrala index bör beräknas och som ger typer av som värdefull information:

Ett index för korttidsjämförelser, där det är möjligt att jämföra prisläget mellan säsongsolika perioder, t.ex. mellan intilliggande

månader. Ett sådant index skulle endast omfatta icke säsongsvaror sådana säsongsvaror hushållen värderar på samma sätt samt som oberoende säsong, dvs. säsongsvaror av typ ii a.3 av

2Se vidare Bilaga 2 för diskussion levnadskostnadsindex. en av 3 Min benämning "säsongsneutral" kan uppfattas vara missvisande för det här indexaltemativet. Eftersom säsongsvaror typ ix a ingår kommer de av säsongsmässiga prisrörelsema på dessa att påverka index. Det speglar dock

244 Bilaga 4 SOU 1999: 124

Säsongsvisa index. Tillämpat på månader som den säsongsmässiga indelningen skulle det innebära tolv oberoende parallella index: ett index som anger förhållandet mellan prisläget i januari och prisläget i januari under basåret; ett index förhållandet mellan som anger prisläget i februari och prisläget i februari under basåret; etc. Vart och ett av dessa index skulle omfatta samliga säsongsvaror varor och icke säsongsvaror med varuvikter enligt konsumtionens för- delning respektive månad under viktåret. Glidande årsgenomsnitt är ett vägt genomsnitt tolv parallella av

säsongsvisa index enligt ovan. Det innebär att månatligen

man erhåller ett index som anger prisläget under den just avslutade tolvmånadersperioden i förhållande till prisläget under basåret.

Det första indexet möjliggör korttidsjämförelser mellan godtyckligt valda perioder. Eftersom så stor andel konsumtion en av avser varor och tjänster på ett eller annat sätt kan uppfattas säsongsvaror som som av annat slag än de som Diewert skall ingå i index, kommer menar täckningen i ett sådant index att vara mycket liten i förhållande hela den privata konsumtionen. För de flesta tillämpningar är aktuella, som har ett så begränsat index ett ringa värde. Däremot är det möjligt att det skulle kunna bidra till att tidigt identifiera förändring i den rådande en

prisförändringstakten.

Den andra typen mått innebär totalt sett bättre täckning, av en men också att prisutvecklingen i princip endast kan analyseras och tolkas var för sig för de olika segment konsumtionen respektive av som säsong utgör. Det innebär t.ex. att en skillnad mellan ett tolvmånaderstal för april och ett för maj inte kan tolkas ändrad inflation som en eftersom utfallet kan vara resultatet att identiska varuvisa prisav relationer vägts samman med säsongsmässigt olika vägningstal. Av flera skäl är det naturligt att primärt efterfråga ett mått på den successiva utvecklingen prisnivån avseende årskonsumtion. Det av en är också innebörden det tredje säsongsneutrala indexet, liksom av av den indexkonstruktion föreslås i kapitel I övrigt finns dock såväl som likheter som skillnader:

0 Eftersom år-tilI-år-Iänken beräknas efter jämförelseperiodens slut är det möjligt att beakta också konsumtionsmönstret under jimförelseperioden och beräkna länken som ett index enligt Walsh. Ett aktuellt glidande årsgenomsnitt måste praktiska skäl baserat av vara på äldre vikter. I Övrigt är år-till-år-länken index det samma som

bara det förhållandet att skillnader på utbudssidan innebär att levnadskostnaden faktiskt skiljer sig mellan olika delar av året.

Bilaga 4 245

glidande årsgenomsnittet men den beräknas inte för andra tolvmånadersperioder än kalenderår. År-tiII-månad-länken är liksom det glidande årsgenomsnittet

0 av

praktiska skäl ett index enligt Laspeyres, dvs. med vikterna hämtade

från basperioden. Ett index enligt år-till-månad-länken är dock mer

aktuellt i den meningen att det anger prisläget under den just

avslutade månaden istället för under den just avslutade tolv-

månadersperioden. Det glidande årsmedeltalet är dock ett väsentligt

mer tillförlitligt mått avseende den tidsperiod indexet beskriver. Det

beror på att det glidande årsgenomsnittet baseras faktiskt observerade priser under respektive månad och kan motiveras utifrån gängse antaganden inom den ekonomiska ansatsen till indexteorin, medan år-till-månad-länken är väsentligt mer hypotetisk till sin karaktär. Vi skall nedan diskutera närmare vad det innebär.

Från principiella utgångspunkter är det glidande årsgenomsnittet ett

mycket tilltalande index, och det skulle inte vara svårare eller mer resurskrävande att beräkna. Den i kapitel 3 föreslagna indexkonstruktionen har dock tre avgörande fördelar:

Indexets långsiktiga utveckling bestäms av år-till-år-länkama enligt Walshs indexformel varför något systematiskt fel enligt Laspeyres indexformel inte ackumuleras, Indexets år-till-månad-länk speglar ett mer aktuellt prisläge, Indexet anger den månadsvisa prisnivån och kan därför utgöra . underlag för mer förfinade kortperiodiska analyser

3 Månadens

årsmedelpris principfrågor

Bristerna i år-till-månads-länkens tillförlitlighet har att göra med att det är en årskonsumtion som skall prismätas. I den utsträckning som säsongen bestämmer vilken nytta konsumenterna har av en viss konsumtion, är årskonsumtionen i princip definierad även i tenner av hur konsumtionen av olika varor och tjänster fördelar sig över âret. När vi talar om prisläget i exempelvis mars vill vi veta vad kostnaden då är för en konsumtion som hushållen betraktar som likvärdig med hela viktårets konsumtion. Det betyder i princip att vi måste bilda oss en uppfattning om vad årsmedelpriset i mars är för de varor och tjänster som hushållen konsumerar under ett år. Alltså: Vad innebär prisläget i mars för sådana köp som hushållen upplever som ekvivalenta med de köp som man under viktåret gjorde i mars och i januari, februari samt

246 Bilaga 4

april- december I praktiken är vi oftast hänvisade till att imputera den aktuella månadens observerade pris det pris kan gälla

som som anses för köp som är ekvivalenta med hushållens konsumtion under andra månader. När varor säsongsmässigt försvinner från marknaden är det uppenbart att imputeringama måste vila på ännu osäker grund

en mer än armars.

När man tolkar ett månatligt index som ett mått på den relativa förändringen av kostnaden för en oförändrad levnadsstandard, innebär det att man implicit eller explicit bestämmer de priser fisom skulle observeras om det var möjligt att varje månad upprepa de köp som hushållen gjorde under hela basåret. Dvs. inte enbart med avseende på vilka varor och tjänster som köptes, utan också med avseende på den tid på året som inköpen gjordes. Allt för att vi skall kunna uppfatta konsumtionen som helt likvärdig. Det är alltså mycket abstrakt

en

kostnadsförändring som vi vill mäta

Med implicit menar vi att metoden att beräkna indexet valts ad hoc utifrån praktiska överväganden eller sunt förnuft. Med explicit menar vi att man gjort ett medvetet val metod för att så bra möjligt

av som uppfylla syftet med indexet. Avsikten är att här utveckla ett sätt att resonera för att explicit bestämma det aktuella prisläget för års-

en konsumtion. Det innebär emellertid inte att det prisläget kan bestämmas med någon större precision vad gäller säsongsvaror. Vi skall också, i någon mån, diskutera karaktären på de fel vi måste acceptera i ett index med den önskade tolkningen.

De enkla fallen

Vi startar från den indelning i olika typer vi använde i

av varor som inledningen och konstaterar att icke säsongsvaror t.ex. tandkräm samt säsongsvaror av typ ii a t.ex. tomater av en viss kvalitet bör kunna avföras från vidare diskussioner i det här sammanhanget. De priser som observeras en viss månad avser varor eller tjänster som per enhet bidrar lika mycket till hushållens levnadsstandard oavsett vilken tid på året det är. De kan därför direkt tolkas som det aktuella prisläget för en årskonsumtion.

Säsongsrensning som imputeringsmetod

Låt oss anta att för en del säsongsvaror av typ ii b, t.ex. för uppvärmning, vinterjackor samt lokaltrafikens periodkort, speglar en säsongsmässig prissättning hushållens givna preferenser snarare än

Bilaga 4 247

variationer från utbudssidan. Om de säsongsvisa prisskillnadema på dessa nyttigheter motsvarar skillnaderna mellan säsongerna i hushållens värdering av respektive nyttighet kan de hypotetiska priserna fiavseende köp som är ekvivalenta med köpen under de övriga månaderna skattas genom en konventionell säsongsrensning.

Exempelvis: Vid beräkning av en indexlänk avseende mars är det imputerade priset för aprilköp lika med det observerade priset i mars justerat med den etablerade säsongsmässiga relationen mellan observerade priser för månaderna april och mars. På motsvarande sätt är priset för majköp lika med det observerade priset i mars justerat med den etablerade säsongsmässiga relationen mellan observerade priser för månaderna maj och mars, osv. Säsongsfaktorema skattas utifrån historiska prisdata vinterjackor eller bestäms utifrån basårets fastställda taxa el och lokaltrafik. Det imputerade priset på vara j vid köp månad enligt prisläget månad år kan i det fallet skrivas,

m y

fi:,m;j s;1‘p;’mS

där är säsongsfaktorer.

Icke jämförbara varor

På andra säsongsvaror av typ ii b kan hushållens värderingar av tillgången till nyttighetema variera säsongsmässigt på samma sätt som for el, vissa kläder och för lokaltrafik, utan att priserna varierar positivt med efterfrågan. Glass och hotellrum ej turisthotell kan kanske tjäna

som exempel på sådana områden. För glass är priserna praktiskt taget

desamma året runt, trots att hushållen värdesätter varan betydligt högre under sommaren än under andra årstider. Genom att sätta de hypotetiska priserna lika med det aktuella observerade priset överskattar indexet kostnaden for en viss levnadsstandard under

och underskattar den under andra tider på året. Även vi sommaren om under sommarmånaderna i princip skulle vilja imputera lägre

kvalitetsjusterade hypotetiska priser för den del av glasskonsum-

tionen som sker under resten av året, och omvänt under vintermånaderna, så saknar vi all grund för att bestämma storleken på

en sådan justering. Det aktuella observerade priset får därför i praktiken gälla som vår bästa skattning av vad det aktuella prisläget implicerar för priser vid köp som är ekvivalenta med dem som görs under andra månader.

248 Bilaga 4

Hotellprisema är t.o.m. lägre på sommaren då hushållen efterfrågar dem som mest. Det betyder att hushållen vid köp av hotelltjänster under sommaren, för ett mindre belopp t.o.m. erhåller ett större bidrag till sin levnadsstandard än vad man gör andra tider på året. Det förhållandevis låga pris som observeras under sommaren bör därför kunna uppfattas som en övre gräns för det hypotetiska pris kan

som anses vara det aktuella prisläget avseende köp som är ekvivalenta med de köp som görs under andra tider på året. På motsvarande sätt gäller under de tider på året då hotellprisema är relativt höga att hushållen för det högre beloppet inte ens erhåller samma nytta som under sommaren. Det förhållandevis höga pris som observeras under den större delen av året kan därför uppfattas som en lägre gräns för det hypotetiska pris som då kan anses vara det aktuella prisläget avseende köp som är ekvivalenta med de köp som görs under sommaren. Inte heller i det här fallet kan vi göra annat än att sätta de hypotetiska priserna lika med det aktuella observerade priset.

Varor som saknas

När det gäller säsongsvaror av typ i råkar vi ut för att det saknas ett observerbart pris för den aktuella månaden. Också dessa kan

varor delas in i underkategoriema a om säsongsvariationema kan sägas

härröra från utbudssidan och b om de helt eller delvis beror på

- -

hushållens givna preferenser.

För en saknad vara av typ a kan en existerande efterfrågan inte tillgodoses i någon utsträckning. Kanske gäller det färska välsmakande jordgubbar i januari. Den ekonomiska ansatsen till indexteorin implicerar i det fallet, att det aktuella priset är det förhållandevis höga reservationspris som innebär att ingen efterfrågar jordgubbar. Eftersom varan är av typ a så är det sålunda skattade aktuella reservationspriset det hypotetiska pris som också skall anses utgöra den aktuella prisnivån för köp under andra delar av året. Ambitiösa metoder för att skatta

reservationspriset kan här öka Laspeyreslänkens substitutionsfel. Vi

återkommer till det i avsnitt i

En vara av typ b kan saknas därför att ingen efterfrågar den under den aktuella tiden på året. I princip skulle vi vilja imputera hypotetiska priser för köpen under de andra månaderna som förhåller sig på ett säsongsmässigt normalt sätt till priset den aktuella månaden, men eftersom ett sådant saknas måste imputeringen göras på annat sätt t.ex.

genom att anta att de priser som imputerades senast ett aktuellt pris kunde observeras alltjämt gäller eller att de förändrats lika mycket som priserna på några andra varor.

Bilaga 4 249

4 Månadens -teknisk

årsmedelpris beskrivning

År-till-månad-länken jämför prisläget viss aktuell månad år med

en m y prisläget år y-2. Indexet för ett elementärt aggregat avseende d

en vara är en produkt av tre länkar. Om december är den länkmånad som tillämpas, betyder det en år-tiIl-december-Iänk, en december-tilldecember-Iänk och en december-tiII-månad-länk. Vi bortser här från existensen av butiksvikter jfr. Bilaga avsnitt 5.5:

,mm y-2.12 y-1,12 ,v.m

Iy—2;d Iy—2;d, Iy-2,l2;d.X x Iy—1,l2;d

-

-2

p}y—2,12/pl pf-1,12/py—2,12pj/,m/pi/—l,l2

Jed" "

X X m,2

2,12 1,1;

2/pf 2,12/pj :JE Lnlpf,

led-z JEd-i J54

där p, är observerade priser för en icke säsongvara, eller säsongvara

en av typ a, respektive månad i butik j sa.2, d1 respektive som säljer varan under respektive år.

jäv-Z 9

Zlwm;jpf2,m

är medelpriset i butik j under basåret y-2. wm- är säsongsvikter för butik dvs. respektive månads volymrnässiga andel av butikens totala försäljning av varan. Den är sällan eller aldrig känd utan sätts lika med en nationellt skattad månadsvikt, eller oftast lika med

.

Med efterfrågestyrda säsongspriser

2 innebär att via länkmånadema y-l,12 och y-2,12, jämförs prisläget under den aktuella jämförelsemånaden med det genomsnittliga prisläget under basåret, som är ett vägt genomsnitt 3 av priset respektive månad under basåret. Om priset hushållen värderar

avser en vara som olika beroende på säsong, så kan inte förhållandet pJ¥‘2‘l2/}—J’."2

uttrycka ett sant förhållande mellan kostnaden enligt prisläget i december, basåret, och kostnaden under hela basåret, for ett visst bidrag till hushållens levnadsstandard. Den enda möjligheten

är om

250 Bilaga 4

y-2,l2 kan med helt jämförbart

p; uppfattas som ett fifz

årsmedel 412, beräknat över köp som är ekvivalenta, även med avseende på säsong, med dem som gjordes under basåret. Dvs.

,v—2.12 ~.v—2.l2 Ay-2./1 4

PJ p Zwmjpy-2.12;}

’

#l

där ‘z3’,:§:,’;;jkan uppfattas som det pris som skulle ha observerats i butik j månad p basåret y-2 om länkmånadens y-2,12 prisläge för ekvivalenta köp, hade gällt redan då. w,q w,,,;,~i 3.

På motsvarande sätt är den enda möjligheten att pf /p}""12 skall uttrycka ett sant förhållande mellan kostnaden för ett visst bidrag till hushållens levnadsstandard, i jämförelsemånaden m år y och i länkmånaden december âr y-l, att båda priserna kan uppfattas som helt jämförbara årsmedelpriser avseende viktårets konsumtion, dvs.

y-l,l2 ~y—l,l2 y-2,,u 5 P1 " PJ ‘ z wmjpy-1.12;}

#1

respektive

i

JM" ~y.m .v-2.a 6 PJ _ P1

z -

1w#;ipy.m;j

#

Uttrycket 5 anger alltså det årsmedelpris som kan beräknas för butik j avseende basåret om prisläget i den sista andra länkmånaden gällde alla månader under basåret. Uttrycket 6 anger på motsvarande sätt det årsmedelpris som kan beräknas om prisläget under jämförelsemånaden gällde alla månader under basåret.

Observera att 4 definierades som ett årsmedelpris för butik j ed; och att det finns ett motsvarande uttryck för butik jed., och; att 5 definierades som ett årsmedelpris för butik jed och att det finns ett motsvarande uttryck för butik jed1. Samtliga dessa fem årsmedelpriser bör alltså sättas in i 2 för att tydliggöra innebörden av det elementära aggregatet då hushållens givna preferensfunktion förklarar

de säsongsmässiga prisskillnadema. För en säsongsvara av typ b

erhåller vi alltså

SOU 1999: 124 Bilaga 4 251

y,m y—2,l2 y-1,12 y,m

Iy—2;d x Iy—2,12;d,x Iy-—l,l2;d

‘ y—2;d, ‘

~y—2,l2 —y—2 ~y—l,12 ~y—2,l2 ~y,m ~y—l,l2 p" /pj P1 PJ p;

z z

I jed ja: -2 .7 X x

Z

V/I—;—2/fiy—2,12ñjy-zaz/ñjy-Liz vñjø-IJZ/ñ-Jtgm

f led-z

År-tiII-år-Iänken skulle säsongsmässigt helt okomplicerad, och vara även beräkningstekniskt sammanfalla med det 3:e säsongsneutrala indexet ovan, för intilliggande kalenderår, om det inte vore för behovet av en länkmånad. För en säsongsvara d typ b kan år-till-år-länk av en som uttrycker förhållandet mellan prisläget år och prisläget år y-l y skrivas som en produkt två länkar år-tiII-december-Iänk och av - en en december-tiII-år-länk:

y. y-1,12 y

Iy—l;d Iy—1;d, Iy—l,l2;dx

P1~y—l,l2/—y—lP1 Z p; p;

-ygnlwy-LIZ

fEd-i jed X 3

P1 p; Z PJ~y—1,l2/—y,mPJ

-y-ll-vy-LIZ

}€d—| jed

Det betyder att imputerade priser kommer med även här för att ange prisläget under länkmånaden. Ett systematiskt fel i imputeringen av de månadspriser psom ligger till grund för årsmedelpriset under jämforelseperioden i den första dellänken är dock själveliminerande om samma systematiska fel vidlåder bestämningen av årsmedelpriset under den andra dellänkens basmånad.

5 Ett

säsongsmässig Laspeyres-fel

På den högre intermediära aggregeringsnivån huvudtexten, avsnitt

se

3.4.2 är år-till-månad-länken är ett Laspeyres-index. Det bör därför finnas en tendens till att överskatta prisläget under jämförelsemânaden i förhållande till prisläget under basåret. Det beror på att hushållen under basåret haft möjlighet att välja sammansättning årsen av konsumtionen så att den var optimal utifrån de priser som gällde under loppet av ett helt år. En sådan sammansättning konsumtionen är inte av optimal för en viss månad, om variationer i utbudet gör att priserna awiker från årsgenomsnittet. Om däremot skulle välja att beräkna man

252 Bilaga4

år-till-månad-länken på basis den för respektive månad typiska

av konsumtionen, bör man på motsvarande sätt förvänta sig att indexet underskattar prisläget under den aktuella månaden i förhållande till basåret.

Om vissa konsumtionsområden karaktäriseras av betydande säsongsmässiga variationer i utbudet, också kommer till uttryck i

som kraftigt säsongsmässigt fluktuerande priser, kan snedvridande effekter på indexlänken elimineras om âr-till-månad-länken istället beräknas på basis av vikter, som i lika stor utsträckning beaktar årskonsumtionen

den typiska månadskonsumtionen. Dvs. år-till-månad-länken för som en kategori varor beräknas som jfr. huvudtexten, avsnitt. 3.4.2, samt

Bilaga 3:

P,m

geh

där

V Vrmg

W 10

Vm/15:2:

g

och där och V,,,.g är värdet av basårets hela konsumtion inom underkategorin g respektive värdet enbart under basårets månad m.

Det innebär att de aktuella varuviktema varierar från månad till månad. Även vikterna på den närmast högre aggregeringsnivån

om bestäms helt utifrån det totala konsumtionsvärdet under basåret, är det

omständighet måste beaktas man överväger en beräkning en som om

enligt 9.

Bilaga 5 253

av

Index för boendekostnader i egnahem

Grundläggande definition av kostnad och indexuttryck

Varaktiga under sin livstid en ström av tjänster som

varor genererar kan tas i anspråk för konsumtionsändamål. Därvidlag är det ingen skillnad hushållet hyr eller om man själv äger den. För ett

om varan hushåll själv äger består den totala kostnaden för

som varan konsumtionen driftskostnader etc. och av kapitalkostnader. De

av senare är dels räntekostnader och dels värdeminskning. Ett egnahem är

med synnerligen utsträckt varaktighet. Om vi bortser från en vara skattesystemet kan ett hushålls kapitalkostnad K vid viss tidpunkt t

en period, för boende i egnahem, förenklat skrivas som,‘ 2

+d—rr., Ia

där P, är husets aktuella marknadsvärde, den aktuella räntesatsen som hushållet kan låna till och erhåller vid en alternativ placering

som man

kapitalet d-m är husets aktuella relativa värdeminskning per år, av som är nettot av två komponenter:

dels den andel d fastighetens värde p.g.a. förslitning fysisk

av som förslitning och tilltagande obsolescens går förlorat under loppet av ett

-

För en diskussion av den teoretiska grunden för uttrycket, seJorgenson, Dale: The Theory of Investment Behavior. 1967, ss. 129-155 i Determinants of Investment Behavior. Red. R. Ferber, New York, NBER. Jfr. vidare t.ex. Englund, Peter: Vägen till bostadspolitik utan subventioner. Bilaga till den

en Bostadpolitiska utredningen SOU 1996:156, s. ll; Diewert, Erwin: The Theory of the Cost-of-Living Index and the measurement of Welfare Change. 1983, s. 211 i Price Level Measurement, Statistics Canada, Ottawa 1983. Red. W.E. Diewert och C. Mommarquette; Gillingham, Robert: Estimating the user cost of owner-occupied housing. Monthly Labor Review, Februari 1980. 2 I APPENDIX l i denna bilaga diskuteras ett uttryck för partiell kostnad,

en exkl. ränta på eget kapital, samt ett index som ansluter till den delen av kostnaden. 3 Räntan antas alltså densamma rör eget och för lånat kapital. Se vidare

vara huvudtexten avsnitt 4.3.3.

9 19-2022Konsumentprisindex

254 Bilaga 5

år. Förslitningsandelen är inte tidsindexerad eftersom vi utgår ifrån att den är densamma i alla tidpunkter perioder; dels en relativ kapitalvinst fastighetsinflation avseende ett oför- - -

slitet fastighetskapital,

åUå 2 -—-—— ,B

dvs. prisforändringen tidsenhet i tidpunkten andel det per som av aktuella fastighetsvärdet. Den tidsenhet vi räknar med är år liksom ränta per år och förslitning per år eftersom vi genomgående vill beräkna kostnaden för en årskonsumtion. är alltså den aktuella 7a bostadsprisökningen i tidpunkten t uttryckt i årstakt. Om kapitalvinsten är större än fdrslitningen, vilket åtminstone på några års sikt har varit normalt för fastigheter, ökar värdet än snarare minskar. Det kan därför vara mer naturligt att skriva kapitalkostnaden för boende som ränta minus värdestegring

-rr. -d, Ib

men vi kan också skriva den som

I.Br.-7r.+d Ic

där differensen r,-7:; definierar den bostadsrealränta jämte forslitsom ningen utgör kapitalkostnaden för boendet före skatt. Det grundläggande delindexet för hushållets kapitalkostnader före skatt kan vi nu skriva som kvoten mellan kostnaden för ett i alla avseenden identiskt boende vid två tidpunkter perioder, säg 0 och

:å: P d — 1 3, 01

R,r0—7t0+d’

Observera att kvoten R /Po inte beror på eller utan på 51’,/6t vid m; n, alla tidpunkter t från O till t{0, 1}. ..., ...,

Bilaga 5 255

Det grundläggande indexets egenskaper

Om den enda skillnaden mellan två tidpunkter är att huset blivit mer värdefullt P1Po så stiger index. Det är helt enkelt dyrare att nyttja ett

större kapital för boende. Om kapitalvinsten husinflationen samtidigt

minskar 7r17q, är indexuppgången än större Om kapitalvinsten istället

ökar 7r.7zz, blir indexuppgången mindre. Om kapitalvinsten steg

tillräckligt mycket skulle indexet t.o.m. falla. Vad gäller förändringar i räntesatsen r får de de effekter på indexet som man rimligen förväntar sig. Höjda räntor leder till att index stiger och sänkta räntor till att

index sjunker.

Om räntesats och kapitalvinst hela tiden förändras parallellt bestäms indexet av förhållandet mellan P. och Po på samma sätt som om räntesats och kapitalvinst oförändrade. Om däremot räntesats och

vore relativ kapitalvinst förändras åt olika håll, leder det till kraftiga svängningar i indexet och förhållandet mellan P. och Po kan få en helt

marginell betydelse för utvecklingen av indexet på kort sikt. I tabellexemplet nedan faller kapitalkostnaden med 28 procent,

boendekostnaden totalt med 14 procent och totalindexet med 5 procent, trots ganska blygsamma förändringar av räntenivå och husinflation, och trots att kostnaderna för drifi etc., liksom kostnaderna för hushållets övriga konsumtion, inte förändrats.

Tabell: Beräkning av index för ett hushåll, exempel

4 Det är ingen motsägelse i att värdet huset stigit samtidigt

av som husinflationen minskat. Det betyder bara att husprisema steg ännu snabbare vid tidpunkten

256 Bilaga 5 SOU 1999: l 24

Ett långsiktigt perspektiv konstant bostadsrealräntas

-

Eftersom det inte är möjligt att mäta kortsiktiga förändringar

av bostadsrealräntan, på ett tillförlitligt sätt, föreslås i huvudtexten, avsnitt

4.3.2, att kapitalkostnaden skall räknas vid den för prisbastidpunkten

skattade bostadsrealräntan. Den i sammanhanget relevanta bostadsrealräntan uppfattas därvid skillnaden mellan räntan vid

som placeringar på förhållandevis lång sikt, motsvarar längden på

som hushållens bostadsinnehav, och husinflationsförväntningarwa på

lika lång sikt. En sålunda definierad realränta är normalt trögrörlig. Den faktiska bostadsrealränta belastat boendet sett över hela

som innehavet, och som kan avläsas ex post när bostaden slutligen avyttrats, bör därför inte avvika särskilt mycket från den kan skattas ante,

som ex vid början av eller under loppet av innehavet. För ingående

en mer diskussion hänvisas till huvudtexten.

Uttrycken lc och 3 kan under den här förutsättningen skrivas:

-rrä +d, 4

Blro

respektive

I{iI§:ro—7ro‘+d

I S

K0 I’0ro—7r0+d’

dvs., med basperiodens räntesats och förväntade relativa kapitalvinst i

såväl nämnaren täljarenf Kapitalkostnaden uppfattas alltså

som som proportionell mot det aktuella värdet av fastigheten.

5 Ett förslag med konstant bostadsrealränta framfördes ursprungligen

en av SCB till Indexnämnden i början av 1980-talet. Se t.ex. PM nr 143, Indexnänmden 1983. 6 Det är också möjligt tillgodose restriktionen konstant bostadsrealränta

att genom att sätta

alternativt + nä.

- - , - Det innebär att den ena komponenten, respektive file, ingår med det

r, observerade värdet, medan den andra komponenten, respektive ett

ges

, imputerat värde. I den här enkla modellen skulle de alternativen också fungera. När skattesystemet tas i beaktande fär det emellertid konsekvenser. Det beror på att kapitalvinster från försäljning privatbostad beskattas

av

sou 1999:124 Bilaga 257

l

Skattesystemet

Låt återgå till formen i uttrycket lb men beakta vad som sagts

oss nu om långsiktighet, och lägga till skattesystemet:

mr. -1 - r.6:rr: —d+

P.1-

+RT¢1 -E +0: Sr

där är skattesatsen för kapitalinkomster, f.n. 30 procent 0,3, och är den andel av realisationsvinsten som är beskattningsbar kapitalinkomst, f.n. 50 procent 0,5. Första raden i 6 anger således

kapitalkostnaden efter kapitalinkomstskatt men före fastighetsskatt Andra raden avser fastighetsskatt, effekter på förmögenhets-

m.m. skatten, räntebidrag merkostnader för skatt vid stora under-

samt ev. skott. Vi skall i fortsättningen bortse från dessa komponenter, eftersom de inte är väsentliga för den fortsatta diskussionen se vidare APPENDIX 2 denna bilaga.

Ett index förhållandet mellan kapitalkostnaden efter

som anger skatt, i period 1 och period och med konstant bostadsrealränta, kan nu skrivas som

å Blu-n —1-—z,917r§—

d

, 7

O ,

Ko 1- 20t907r§

R,1— - —-d

dvs. ett index påverkas dels ändrade fastighetsvärden och dels

som av av ändrade skattesatser/regler.

Prisbasperiodens Skatteregler

Skatten påverkar emellertid hushållen på flera sätt, och i huvudtexten anförs att det, med tanke på indexets användning, inte är någon fördel att ensidigt beakta den boendekostnadsökning -minskning som en skattesänkning -höjning medför. Kostnaden under jämförelseperioden

därför beräknas vid de under basperioden gällande reglerna 1 avses avseende kapitalinkomstskatt inkl. skatten på realisationsvinster. Indexuttrycket 7 kan under denna förutsättning skrivas

annorlunda än andra kapitalinkomster. Skillnaden i beskattning innebär att kapitalkostnaden efter skatt varierar med kortsiktiga förändringar av räntan respektive den förväntade husinflationstakten.

258 Bilaga 5

P,1—ror0—1—zo0ofl§-dn

I l

8 °‘

Ko z0r0 1

1;,1— — — r0¢907r0—d’

och förändringarna indexet beror därmed enbart på förändringar av av

fastighetens värde.

hushåll

Samtliga

Den totala kapitalkostnaden, exkl. fastighetsskatt för samtliga

m.m., hushåll he{1, i prisbasperioden kan utifrån första raden i uttrycket 6 skrivas:

" 7o"o;h"1" 7065x7563: 9

}:Ko;hZ:1’o;;.1 -

Denna kostnad föreslås approximeras med

1- -1- -D, 10

rom roösXüä

som bestämmer kapitalkostnadsindexets vikt i KPI. är det skattade

marknadsvärdet under prisbasperioden viktperiodens egnahemsav stock. R0 är den under prisbasperioden genomsnittligt gällande lång-

siktiga räntan vid nya placeringar. n; är de långsiktiga förväntning-

arna avseende den allmänna inflationen, antas inte skiljer sig från som motsvarande förväntningar avseende husinflationen vidare huvud-

se

texten avsnitt 4.3.3. Kapitalkostnadsindexet för samtliga hushåll bildas att genom summera över samtliga viktperiodens hus-håll i såväl täljaren som nämnaren i 8.

Bilaga 5 259

I0:h1-7oro:h"1" 7o6o;:h "

åKozh d

II lI

7oro:h1 To07’;:h

Bxhkl d

x 11 _

h1fiR:h1T0r0:h1T0Q))7(‘:h_d)

Vi antar att bostadsrealräntan 7r;,, är densamma för alla objekt.

ru -

Den relativa kostnadsvikten hus-håll blir då identisk med per bostadens andel av det samlade fastighetskapitalet

H K P 12

War W0, i

- H , h: z :h h: 1

varför kapitalkostnadsindexet utgörs av ett fastighetsprisindex

avseende stocken av egnahem

l PW, x— FPIO, 13

260 Bilaga 5 SOU 1999: 124

APPENDIX 1

Ett partiellt kostnadsuttryck

Om avsikten hade varit att knyta indexet till hushållens penninginkomster summan av pensioner, löner, ränteinkomster etc. är - uttrycken la-c i princip för omfattande. Anta hushåll med löneinkomst WY F

ett en samt en förmögenhet

placerad till räntan Hushållets totala penninginkomster P inkl. r. kapitalinkomster, används till hyran H for en bostad samt för att täcka kostnaden M för konsumtionen av övriga Sparande förekommer varor. inte, dvs.

PYWY+rFH+ M. 14

Anta nu att hushållet istället har möjlighet att äga den aktuella bostaden och finansierar innehavet med dels ett lån lån AP, där Å är andelen lånat kapital av bostadens aktuella värde P, och dels med eget kapital 1-Ã.P. För egnahemsägaren gäller låneränta för den samma som tidigare hyresvärden och avkastningen på alternativa placeringar är också lika, liksom driftskostnaderna Z. Boendekostnaden är därför densamma som för hyresgästen och den består dels kapitalkostnaden av K, t.ex. enligt uttrycket lb, och dels av driftskostnader

HK+ZPr-7r-d+Z. 15

Den inkomst bekostar boendet dock annorlunda ut när hussom ser hållet är egnahemsägare. Penninginkomsten bara är nu

YWY+rF—r1—,1P, 16

där rl ÃP är det pennigbelopp hushållet avstår i på - som ränta eget kapital när det är placerat i bostaden. Eftersom boendekostnaden är densamma som tidigare f°ar vi tänka att egnahemsägaren också oss utnyttjar en imaginär egnahemsinkomst på belopp för att samma bekosta boendet. Dvs.

SOU 1999: 124 Bilaga 5 261

PY+r1—/1PK+Z+M. 17

Om begränsar vårt intresse till den del av kostnaden som måste

nu

bekostas penninginkomster, skall egnahemsinkomsten dras ifrån

av uttrycket 17,

PYK-r1-ÅP+Z+MPK+Z+M, 18

där

PK: K—P1-—.r

Pr—;r—d—P1—,1r

PÅr -7z-d,

är kapitalkostnaden exkl. ränta på eget kapital. Ett index exkl. ränta på eget kapital kan nu, analogt med uttrycket 5 ovan, skrivas som

PK 0+e

Pl/1r—1 0 d

1 20

P101: z

PK.,

P02r0—n;+d

Här förutsätts att låneandelen Å skall hållas konstant ett uttryck för

som lika standard med avseende på ñnansieringssättet. skattesystemet kan läggas till analogt med i uttrycken 6-8 ovan.

Uttrycket 20 har dock inte föreslagits ligga till grund för indexet för kapitalkostnader inom egnahemsposten se vidare huvudtexten avsnitt 4.1.3.

262 Bilaga 5

APPENDIX 2

skatte- och subventionseffekter

Övriga

Andra raden i uttrycket 6 skrevs

RT¢tE—S+Qt’ e

PT är det för taxeringsåret omräknade bastalet taxeringsvärdet, och ¢ är fastighetsskattesatsen. F är effekten på boendekostnaden av

förmögenhetsskatten:

FwPw-PT-Mo,

där är förmögenhetsskattesatsen och PW är deklarationsvärdet vid w

alternativ placering och W är beloppsgränsen för beskattningsbar

förmögenhet f.n. 900tkr. Om skillnader i förhållandet mellan deklarationsvärdet och marknadsvärdet i stor utsträckning speglar skillnader i likviditet och risk mellan olika typer av tillgångar bör

förmögenhetsskatten inte beaktas. S är räntebidrag utgår till

som

fastigheten. Q slutligen är den ytterligare räntekostnad, netto,

som uppstår vid stora underskott av kapital:

o 07: + E‘ 1° BL

r - 1"PÃr — — —

1 Pl /1r

- r - z"E‘ — - — —3,

där r är den skattesats, f.n. 2l procent 0,2l, tillämpas på den del som av ett underskott som överstiger brytpunkten för reducerad skattereduktion för underskottsavdrag B f.n. l0Otkr, f är andra beskattningsbara kapitalinkomster och If är andra avdragsgilla kapitalutgifter. Båda delarna av uttrycket är för sig betingade ett underskott var av större än B bortfaller annars. Den första delen uttrycket är av merkostnaden vid bostadskonsumtion och den andra delen uttrycket av

Bilaga 5 263

är merkostnaden vid bostadskonsumtion. Skillnaden utgör merkostnaden bostadskonsumtion.

av

Bilaga 6 265

av biasrisker i

Bedömning

konsumentprisindex KPI

fil. dr. Jörgen Dalén av

Inledning

I denna rapport görs genomgång den internationella debatten om

en av systematiska fel i KPI samt görs motsvarande bedömning av biasens

en storlek i det svenska KPI.

Det centrala dokumentet i denna debatt är naturligtvis den s.k. Boskinkommissionens huvudbetänkande T award a More Accurate Measure of the Cost of Living, Boskin et al, 1996 där bedömningen görs att USA:s KPI har överskattande bias på 1,1% indexenheter

en per ar.

Föreliggande rapport har två huvudavdelningar. I den första sammanfattas den internationella debatten i USA och annorstädes. I den andra avdelningen görs motsvarande genomgång av Sveriges

en KPI.

Internationella biasutredningar

USA Boskin et

-

Utgångspunkter

Som utgångspunkt för biasbedömningama tar Boskin et det faktum

att KPI skall skatta ett levnadskostnadsindex med följ ande fonnulering.

The change in the cost of living between two periods, for example 1975 and

1995, tells how much income people would have needed in 1975, given

us

the prices of goods and services in that to be at least as well off as

year,

they in 1995 given their income and services available then. sid. 1

are

i

l

i 266 Bilaga 6 SOU 1999: 124 1 i l 1

Därutöver görs t.ex. följande förtydliganden:

En s.k. superlativ indexformel utgöra utmärkt anses en approximation av det index som skulle erhållas vid fullständig en kunskap om konsumenternas preferenser sid. 23 . Vad gäller aggregeringen över konsumenter påtalas dessa har att olika preferenser och att det är problematiskt att tala genomom en snittlig eller en representativ konsument. sid. 30 Detta problem

nämns dock endast i samband med diskussion värderingen en om av nya produkter och butiker. När kommissionen övergår till att diskutera och evalvera de olika felkälloma måste dock tolka bedömningarna avseende någon man som slags medelkonsument. Alternativt att skillnaden i utfall inte anser man

skiljer sig väsentligt mellan olika individer

och grupper. Det bör dock observeras att inget försök exakt precisera görs att mer den variant av teoretiskt levnadskosmadsindex mätas som avses genom KPI.

Typer av bias

Kommissionen identifierar fyra bias: typer av

substitutionsbias på hög nivå

Vad gäller substitutionsbias på hög nivå förskjutningar i avses konsumtionens fördelning mellan 207 produktstrata och 44 geografiska

områden i USA. Bias avser här konsumenternas index obeaktade av substitution produkter ökat i pris mot sådana ökat av som mer som mindre. För att ge en uppfattning detaljeringsnivån i produktstrata om kan nämnas strata koladrjycker respektive andra kolsyrade som

drycker, pojktrbjor respektive pojkskjortor samt kollektivresor inom

städer respektive taxiresor. Det rör sig alltså i viss utsträckning om

produktgrupper mellan vilka efterfrågeelasticiteten kan förväntas

vara

hög.

Kommissionens bedömning storleken på denna bias vilar av entydigt på BLS-beräkningar som jämför ett Laspeyresindex med

denna nedbrytning med ett superlativt index med månadsbas

dock

som kan beräknas i efterhand. Enligt de senaste bedömningama är denna bias över tidsperioden 1987-1995 i genomsnitt 0,15 se t.ex. Shapiro Wilcox, 1997.

Bilaga 6 267

Substitutionsbias på låg nivå.

BLS använder genomgående sannolikhetsurval för att bestämma vilken produktvariant i vilket försäljningsställe som skall prismätas. Den formel skall skattas är även på denna nivå ett Laspeyresindex. Till

som följd de ofta mycket höga efterfrågeelasticiteter och effekter av

av

sådana uppstår mellan närliggande produktvarianter i samma eller

som närliggande butiker samt de stora prisvariationer som betingas av säsongeffekter och kortvariga kampanjer så har det skattade Laspeyresindexet avsevärd bias på denna nivå. Moulton och Smedley 1995

en skattade denna bias till 0,49. Senare modifieringar av BLS-metoden hade vid tiden för Boskinkommissionens publicering reducerat den till 0,25. Genom i april 1998 beslutad övergång till geometriskt

en medelvärde bedöms denna bias försvinna från och med januari 1999.

Nya produkter och kvalitetsförändringar

Detta är den största och samtidigt mest kontroversiella delposten i kommissionens biasskattningar. Tabell 1 nedan är en bearbetning av en tabell på sid. 61-62 i kommissionens rapport som produktgruppvis redovisar dess bedömningar.

Tabell 1: Boskinkommissionens bedömningar bias till följd av

av kvalitetsförändringar och nya produkter.

Totalt l Skillnaden mellan dessa bägge siffror beror sarmolikt på att kommissionen även anser att vikten för hälsovård borde vara högre.

268 Bilaga 6

Här skall kort sammanfattas den diskussion ledde fram till de i som tabellen redovisade bedömningama. Livsmedel. Kommissionen hänvisar till kvalitetshöjningar till

följd

av i nya varuvarianter se t.ex. Hausman, 1996, studie av en ny typ av fiukostflingor, ii ökad tillgång på färsk frukt och grönsaker på vintern, iii trend mot tjänster i stormarknadema en mer som eliminerar behovet att åka till små specialbutiker, särskilt färsk fiskav marknader och delikatessdiskar, den genomgående

iv stora ökningen i

sortimentet samt ökad variation och bekvämlighet v vad gäller utemat både McDonalds och lyxrestauranger nämns särskilt. Retoriskt ställs frågan: "How much would to have the privilege a consumer pay of choosingfiom the variety of items available in today supermarket instead of being constrained to the much limited available more variety 30 ago Svaret kommissionen: 5-20% för years ges av mer mat hemma. Motsvarande för utemat 10% för denna resonemang ger svaret produktgrupp. Genom att dividera dessa skattningar med 30 år erhålls den årsvisa biasen. Boende. Här ingår hyr- och ägarbostäder USA mätta i genom en hyresekvivalentmetod, men även bränsle, och tele, möbler, vitvaror, radio-TV Vad gäller själva bostaden bygger kommissionens m.m. bedömning på en jämförelse mellan 1976 och 1993 hyran av per

bostadsenhet med kvalitetsutvecklingen mätt bostadsyta,

som antal

badrum, simbassänger, fri parkering, klimat fler lägenheter i Södem,

luftkonditionering m.m. Man finner då att hyran lägenhet ökat 1% per per år snabbare än KPI att kvaliteten ökat betydligt men mer. En 10% förbättring över 40 år bias på 0,25 år för själva bostaden. ger en per Bland övriga poster inom boende krediteras särskilt kabel-TV, möbler

och telefontjänster med 10% kvalitetshöjning på 10 år eller

en 1% per år. För vitvaror och radio-TV bygger bedömningen på Gordon

1990 som med hjälp av modelljämförelser byggda på konsumentrapporter

skattade biasen under 1973-83 till 2,83 för vitvaror och 4,69 för radio- TV. Med hänsyn även till produkter video skattar nya som m.m. kommissionen denna bias till hela 5,6 för åren 1994-1996. Den utifrån ovanstående bedömningar sammanvägda biasen för boendeposten blir så 0,37. Kläder. Kommissionen accepterar inte den vanliga

uppfattningen att

det inte ägt någon vad gäller kläder.

rum kvalitetsutveckling Man

nämner förbättringar som denim jeans och shorts , avancerade löparskor, strykfria tyger och lätta regnkläder. Biasbedömningen

bygger på

en jämförelse mellan KPI-kläder och Sears katalog

en postorderfinna

i vilken identiska jämförts mellan 1985 och 1993. Man varor farm då att KPI ökade 1,92% snabbare än Sears priser Sears under trots att

Bilaga 6 269

perioden förlorade marknadsandelar. Trots detta nöjer sig kommissionen med den konservativa skattningen på 1% bias. Transporter. De stora posterna här är och begagnade bilar, nya bensin, bilunderhåll, bilförsäkring samt kollektiva transporter vilka av flygresor är störst 65% i USA. För bilar anser kommissionen att nya deras ökade livslängd, 48% från 1970 till 1993, har sänkt den årliga användarkostnaden med 16,7% eller ett årligt medelvärde 0,79%. Den större delen denna sänkning skall ha inträffat under periodens av tidigare del 0,59% år den nivå gäller i dag och men per anses vara som det blir följaktligen skattningen bias i dag. På för mig oklara grunder av blir skattningen biasen för begagnade bilar 1,59% med en hänav visning till livslängdsbiasen för bilar. För övriga bilkostnader antas nya mycket liten bias och för kollektiva transporter sätts biasen till 0 en ansågs dock starkt positiv 1972-82 p.g.a. att rabatterade resor den vara beaktades. Hälsovård. Detta är den enligt Boskin et har allra största post som bias. Skattningen bygger på forskningsresultat som dels jämför generiska läkemedel direkt med sina patenterade föregångare, dels prissätter output t.ex. priset för att bli botad från grå starr i stället för input vårddag på ett sjukhus eller operation. Dessutom anser

en en

Boskin et att vikten för hälsovård borde motsvara hela den samhällsekonomiska kostnaden och inte bara den betalas direkt av som konsumenten. De mycket stora förbättringarna i behandlingen av vissa sjukdomar under år borde med detta synsätt ha påverkat hälsosenare vårdsindexet. Underhållning. Ingen bias föreligga för tidningar och tidanses skrifter. Sportutrustning och leksaker däremot vara behäñad med anses bias bara är något mindre 2% än den för kapitalvaror. Denna en som bias härröra helt från elektroniska spel för vilka biasen för anses persondatorer på 15% applicerbar. För tjänster som motion anses vara och inträdesavgifter antas ingen bias trots ökningen i komforten vid

besök på idrottsevenemang. Andra produkter. Finansiella tjänsters kvalitet anses ha ökat med 2% året, annars antas ingen kvalitetsökning. om

Nya butiker

Kommissionen hänvisar på denna punkt till BLS-beräkningar som skattar denna bias till 0,25 för vissa livsmedel och bensin. Denna bias kunna beröra totalt 40% KPI:s vikt och alltså leda till ett anses av biasbidrag på 0,10 för hela KPI. Denna komponent representerar skillnader i prisnivå mellan i urvalet nytillkomna och utgående butiker.

270 Bilaga 6 SOU 1999: 124

Obs. dock att hela denna skillnad inte betraktas bias bara

som utan en del av den, resten är kvalitetsskillnad mellan butiker.

Man kan möjligen fråga sig vad distinktionen mellan denna felkälla och substitutionsbias på låg nivå Den får dock

senare anses vara enbart en följd den använda aggregeringsforrneln medan "nya

av

butiker avser förskjutningar i butikspopulationen.

sammanlagd bedömning

Tabell 2 nedan redovisar kommissionens sammanlagda bedömning.

Tabell 2. Sammanlagd bias i USA:s KPI enligt Boskin 1996

et

Nya produkter och kvalitetsförändringar 0,60

Nya butiker 0,10 Totalt 1,10 rimligt intervall: 0,8-1,6

Debatten om Boskinrapporten

BLS svar

I BLS 1997 ger den myndighet producerar KPI sitt officiella som svar på kritiken. Vi sammanfattar här svaret i den del som avser själva bedömningen av biasens storlek. Punkterna redovisas i den ordning som BLS tar upp dem.

BLS anser att vikten för hälsovård är korrekt och följer normal KPI-praxis att utesluta tjänster som betalas konsumenternas ur egen ficka. 2. BLS accepterar kommissionens bedömning substitutionsbiasen av på hög nivå. BLS ifrågasätter däremot storleken substitutionsbiasen på låg av nivå. Kommissionens bedömning vila på anses att det geometriska medelvärdet är rätt estimator i alla produktgrupper medan BLS anser att den i vissa fall, där substitutionselasticiteten är liten kan underskatta det indexet. sanna

SOU 1999: 124 Bilaga 6 271

BLS att kommissionens skattning av bias till följd av nya anser butiker övre gräns för det möjliga felet i och med att det är en bygger på antagandet att butiker har samma kvalitet som nya gamla. Dessutom att extrapoleringen Reinsdorfs anser man av 1993 skattningar till andra produktgrupper saknar grund. Vad gäller kvalitetsförändringar hänvisar BLS till att börja med till det faktum att de byrån faktiskt företagna justeringarna av

implicerar genomsnittlig kvalitetshöjning med 1,2% 1,7% över

en representerar 70% vikten över hela KPI. Dvs. KPIgrupper som av ökningen kvalitetsjusteringar hade varit 1,2% större per år. utan

appendix två empiriska motexempel till kommissionens

I ett ges bedömningar ifrågasätter dess kalkyler för färsk frukt och som grönsaker samt bensin. BLS att kommissionens uppgift om ökningen av lägenanser hetemas genomsnittsyta är felaktig och överskattad. Hela den skattade biasen för bostad försvinner med detta. Vad gäller bilar påpekar BLS att del deras företagna en av

kvalitetsjusteringar faktiskt aspekter är relaterade till

avser som

bilarnas livslängd.

För kläder BLS det vanskligt att göra bedömningar grundade anser

identiska Speciellt påpekar att prisförändringar för

på varor. man många görs just i samband med införandet av en ny modell. varor 10. BLS påpekar hälsovård är mycket heterogen Här ingår att en grupp. även sådant tandläkeri, optik, psykologer m.m. där kvalitetssom utvecklingen måhända inte varit lika snabb. BLS håller dock nu på att införa flera förbättringar i sin mätning av hälsovård. 11. BLS konstaterar att kommissionen tillämpat någon väldefinierad metod för sina skattningar. 12. Kommissionen har inte tittat på faktorer skulle kunna medföra som underskattningar index. Som exempel nämns lägre komfort vid av flygresor samt försämrad kvalitet i den högre utbildningen. Dessa antyds eventuellt större betydelse än det kommissionen vara av av beaktade införandet automatiska kreditkortsläsare vid bensinav stationema. 13. Den ibland tillämpade metoden att länka bort hela prisförändringen vid ojämförbara varubyten riskerar också att leda till

underskattning.

Andra synpunkter

De två riksbanksekonomema Shapiro Wilcox 1996 gör en självständig bedömning KPI-bias som leder till ungefär samma av kvantitativa slutsats kommissionen strax under 1,0 totalt men som -

272 Bilaga 6

lägre för nya varor och kvalitetsförändringar. tillämpar

De rena

intervallskattningar i stället för punktskattningar vilket försvårar

jämförelsen del. en Erwin Diewert 1995 gör i princip bedömningar samma som kommissionen. Nakamura 1995 att tillväxten underskattats anser och prisölcningarna därmed överskattats med 2-3% i USA det p.g.a. ouppmätta konsumentöverskott är följd produkter, produktsom en av nya

varianter och törsäljningskanaler. Bedömningen grundas på

en produktområdesvis genomgång ekonomin. av Joel Popkin 1997 delar däremot i huvudsak BLS’ bedömning och ifrågasätter hela analysen kvalitetsbias. Han erkänner substitutionsav biasen men menar samtidigt att dess komponenter inte är additiva utan

överlappande.

Jim Klumpner 1996 ifrågasätter också kommissionens

bedömningar vad gäller kvalitetsförändringar.

Nordhaus’ 1998 erinrar sina tidigare utredningar

om om priset ljus. Dessa implicerar en ljusbias pâ 3,6% årligen i ett KPI mellan

1800 och 1998 som skulle kunna extrapoleras till ett antal liknande tectonic shifis. Han diskuterar så ett utvidgat levnadskostnadsindex

som inkluderar arbetsgivarfringisar, socialfiirsakringsskatter och

sociala regleringar ökar trygghet och säkerhet. Han redovisar som en kalkyl som leder fram till att den minskade dödlighetens värde för konsumenterna mellan 1970 och 1990 i USA motsvarade ökad en konsumtion på 1,3% år. Sist inte minst visar han analys per men en som jämför ökningen i hushållens faktiska medianinkomst mellan 1968 och 1994 med en undersökning där ett urval hushåll fått på frågan svara om de tycker att de fått det bättre eller sämre sedan förra året. Ur denna analys härleder han KPI-bias på O,5-2,5 år. en per I ett Boskin et 1998 går kommissionsledamötema i svar - svaromål på BLS kritik mot deras utredning. De gör dock inga detaljerade kommentarer till ovanstående kritikpunkter utan nöjer sig med att understryka att deras totalsiffra på 1,1 står fast. De noterar att enighet tycks råda om substitutionsbiasens storlek påpekar att men vissa nya indicier kan tyda på att den kan ytterligare någon tiondel vara

högre.

2 Nordhaus har också en mycket stark tilltro till den ekonomiska vetenskapens krafifullhet för prismämingssytte: Price indexes of the inventions are one great of economics. They allow us to measure in a timely fashion the movement of the general price level and, through deflation of nominal magnitudes, to calculate real incomes and real output. Fundamental breakthroughs in index number theory put a solid microeconomic foundation beneath this impressive edifice. sid 59

1999:124 Bilaga 6 273 SOU

BLS har i praktiken genomfört rad åtgärder för att komma till en rätta med biasproblemet, vilka redovisas i Gordon 1999. Han upp-

skattar ändå den därefter återstående biasen till 0,5.

Några reflektioner kring Boskinrapporten

Bedömningama substitutionsbias står på fastare grund än de av av kvalitetsförändringsbias. Grovt sett förefaller BLS godta drygt halva

skattningen, alltså ungefär 0,6 detta sägs inte explicit. Från januari men 1999 inför BLS det geometriska medelvärdet vilket beräknas minska

KPI med cza 0,25 per år. I Boskin 1998 formuleras något skulle kunna kallas et som

Boskinparadigmet för prismätning. Jag väljer denna drastiska term

eftersom jag upplever att det är fråga ideologisk/filosofisk om en föreställning, vetenskapliga grund inte är självklar. Jag illustrerar vars den här med några citat:

New products being introduced all the time and existing ones improved, are while others leave the market. ...As have become richer, demand has inwe creasingly shifted services from goods and to characteristics of to away goods and services such enhanced quality, variety and greater as more convenience. Technology and entrepreneurship provide these

Characteristics. sid vår kursiv

the shift of to purchases from discounters does not show up as a consumers price decline though reveal by their purchases that the even consumers price decline than compensates for the potential loss of personal more services sid 9

Even though will precisely the value of the invention of, we never measure the jet airplane, economists know the consumer surplus triangles say, as we sid 16, törf. kursiv are positive, not zero

Boskinparadigrnet säger alltså i stora drag att: När konsumtionen i en

fri marknadsekonomi med teknologisk utveckling förskjuts från en

produkt/butik till produkt/butik så uppstår ett konsument-

en annan överskott i ett KPI skall tolkas att nettot mellan kvalitets- och som som

positiv för konsumentmajoriteten och därför skall prisändring är som

föranleda justering den uppmätta prisförändringen neråt. Det en av detta paradigm representerar kan inte sägas prägla det som synsätt som prisstatistiker traditionellt arbetar efter.

Detta leder osökt på frågan det finns någon värderingsfri om mätning. Bör ovanstående synsätt vetenskapligt belagt och anses vara därmed kunna läggas till grund för prismätningar eller är det snarare

274 Bilaga 6

fråga ideologiskt betingad, marknadsliberal

om en föreställning som

inte bör få påverka officiell statistik

Biasutredningar avseende andra länders KPI

Kanada

Crawford 1993, riksbanksekonom, tre källor till bias. en anger Varusubstitution, vilket grovt sett är identiskt med substitutionsbias på hög nivå, anses behäñad med bias mellan 0,1 och 0,2 och var en troligen närmare 0,1. Uppskattningen grundas, liksom i de amerikanska skattningama på jämförelser med superlativa index i efterhand.

För nya produkter görs först bedömningen att de högst svarar mot 0,5% av konsumtionen under ett givet år. Om deras relativa prisminskning är 50% på fyra år 1l% år skulle den årliga biasen per kunna bli högst 0,06%, vilket leder till slutsatsen biasen kan att vara högst 0,1 per år.

Vad gäller kvalitetsbias faller Crawford tillbaka på Gordons 1990

skattningar för varaktiga i USA. Han antar kvalitetsförbättring

varor en på 1% för dessa vilket skulle bias på högst 0,2%, enär vikten för ge en varaktiga varor i Kanada är ungefär 16%.

Vad gäller butikssubstitutionsbias görs empirisk genomgång en av förskjutningen mellan olika slags butiker. Högst 2% konsumtionen av inom berörda KPI-områden i sin tur högst 40% hela som antas vara av KPI anses förskjutas mot lågprishandlare år. Med 10% prisper en nivåskillnad skulle biasen kunna bli högst 0,020,40,10,08% år. per Därutöver gör Crawford jämförelse mellan alternativa metoder en att beräkna egnahemsposten. Den officiella metoden betecknas

som

som money outlays liknar i mycket den svenska, dock också som inkluderar eget kapital. Han jämför denna med alternativ metod en som betecknas rental equivalence och där hyresbostädemas hyressom utveckling imputeras. Han finner då att den officiella metoden ligger 0,2% över den alternativa i genomsnitt under perioden 1983-91, vilket skulle kunna tolkas bias i den officiella metoden lika som en men gärna som en motsatt bias i den alternativa metoden. Den sammantagna bedömningen blir att överskattande bias i en Kanadas KPI är mindre än 0,5% och mycket väl kan 0 under vara nära många perioder.

I en senare rapport Crawford 1998 bedöms biasen till 0,5 - - som förväntat värde och högst 0,7. Hans skattning fördelar sig i fem delar:

Bilaga 6 275

substitutionsbias på hög nivå 0,1,

produkter 0,l-0,15,

nya varianter brands; 0,1-0,15, nya kvalitetsbias 0,1-0,2 samt butiksbias 0,07-0,1.

Biasen för produkter väsentligen härröra från varaktiga varor nya anses och hemelektronik, och den för varianter är en grov

vitvaror nya

Vad gäller varaktiga utgår han dels från Gordons

bedömning. varor

1990 beräkningar för USA noterar också att det finns en undermen skattande bias för hyror och kanske kläder.

Storbritannien

bias i Retail Prices Index RPI föreligger Oulton Två rapporter om och 1996. Oulton förefaller representera det

1993 Cunningham

brittiska finansdepartementet medan Cunningham är riksbanksekonom. Oultons genomgång är bland de första i raden av biasutredningar föranleddes mycket antydningar från ekonom- och och av tidiga, grova riksbankshåll möjlig, stor KPI-bias på flera procent. Liksom om en Crawford finner han Gordons skattningar för varaktiga skulle att varor bias på 0,2. Han tror att butiksbiasen är mindre eftersom motsvara en den brittiska detaljhandeln har ändrats mindre än den amerikanska. Han konstaterar sammanfattande omdöme att de flesta av de möjliga som ett biasriskema överskattande att han inte funnit några tecken på en är men

överskattning på så mycket 2% per år.

som Cunningham detaljerad i sin genomgång. Substitutionsbiasen är mer på hög nivå bedöms utan underliggande kalkyler till 0,05-0,1%. Butiksbiasen till 0,2 0,l-0,25 bedömd efter analys av försätts en marknadsandelar för olika butikstyper. Liksom Oulton

skjutning av

applicerar han Gordons skattningar på de 20% av RPI som avser och finner att biasen blir 0,2-0,3. För produkter får

varaktiga varor nya

han fram mycket stort intervall från 0,0 till 0,15%. Intervallet för ett total bias blir sålunda från 0,3 5% till 0,8%.

276 Bilaga 6 SOU 1999: 124

Frankrike

Lequiller 1997 präglas starkt statistikproducentens perspektiv av författaren vid skrivandet ansvarig chef för de franska KPIvar beräkningarna till skillnad från Boskinkommissionens mikroekonomiska utgångspunkt. Han går igenom de olika felkälloma och gör

följande bedömningar:

Eftersom Frankrike tillämpar ett årskedjat index med två år gamla vikter så anser Lequiller att substitutionsbiasen hög nivå förär sumbar eller ickeexisterande. Denna slutsats motiverar han ytterligare med en studie visar att ett fastbasindex för åren 1980-90 skulle öka som 0,1 1 procent mer per år än det kedjade indexet. Denna studie omfattade de 295 produktgrupper utgör den högsta

som aggregeringsnivån

På mellannivån uppdateras inte vikterna varje år. Detta föranleder en gissning om en substitutionsbias på 0,05-0,10 denna nivå. På den lägsta nivån, de elementära aggregaten, används fasta vikter. Här har Frankrike börjat införa geometriska medelvärden med effekten att index minskas med 0,10 år, betydligt mindre än i USA. Motper svarande tal skulle alltså kunna sägas utgöra tidigare existerande en bias. För nya produkter och kvalitetsändringar ingen kvantitativ anses bedömning kunna göras. Boskinkommissionens skattningar anses ogrundade och eventuella fel lika gärna under- överskattande. vara som För nya butiker bias på 0,1 rimlig hälften anses en vara att anta, av en uppmätt skillnad mellan medelprisemas och prisindexets utveckling. Den sammanlagda biasen anges i ett intervall mellan 0,10 och 0,25.

Tyskland

Probleme der Inflationsmessung in Deutschland Hoffmann, 1998 är utgiven av ekonomiska forskningsgruppen vid Deutsche Bundesbank. Liksom andra biasutredare fastslår Hoffmarm

att uppskattningen av

bias i huvudsak görs med ett COLI måttstock. Han diskuterar dock som även fallet med ett rent prisindex Teuerung. Hoffmann

reine

behandlar fyra biaskomponenter:

Produktsubstitutionsbias substitutionsbias på hög nivå utvärderas med hjälp av efterhandsberäkningar avseende superlativa index,

3 Denna slutsats strider dock mot den gängse teorin substitutionsbias. När om viktema, som i det franska fallet, är hämtade från period innan den en som jämförelsen avser tenderar den beräknade prisförändringen bortse från att substitutionsmöjlighetema vilket skapar bias i förhållande till det en sanna levnadskostnadsindexet.

Bilaga 6 277

bara inom livsmedel. bias skulle gälla för alla produktmen Om samma

skulle resultatet bli KPI-nivåbias på i snitt 0,05 år. Med grupper en per hänvisning till att skillnaden i andra länder visat sig större för andra produktgrupper bedömer han att storleken denna bias kan uppgå till

av 0,10.

Hoffmann nämner inte uttryckligen substitutionsbias på låg nivå. Hans implicita bedömning torde att, eftersom Tyskland tillämpar

vara kvoten mellan medelpriser elementäraggregatfonnel, så uppstår

som ingen sådan bias.

Kvalitetsförändringsbias utvärderas med hjälp detaljerad

av en studie de tyska KPI-reglema vid varubyten. Dessa påvisas ge olika

av effekt vid olika inflationsnivåer. Ett kritiskt antagande är härvid att kvaliteten över hela KPI:s produktspektrum ökar med maximalt 1% per år. Hoffmann motiverar detta antagande med hänvisning till en

en ökning i produktivitet och realinkomst på 2% år varav 50% bedöms

per spenderas på kvalitetsförbättringar. Om inflationen är måttlig som i

nu dagsläget blir biasen strax under 0,50 per år. Om inflationen är mindre eller högre ökar biasen. Bedömningen förutsätter att de lokala prismätama följer de centrala instruktionerna.

Nyproduktsbiasen i linje med utländska bedömningar ligga på

anses c:a 0,10.

Butikssubstitutionsbiasen kalkyleras med hänvisning till dels en jämförelse mellan medelprisernas för mat utveckling i förhållande till motsvarande KPI-index, dels studie av förändringsstrukturen i

en detaljhandeln i Tyskland. Slutsatsen blir att denna bias knappast kan överstiga 0,10.

Totalbiasen bedöms utifrån ovanstående till 3Aprocent 0,75 under normala omständigheter.

Hoffmannrapporten innehåller också mycket intressanta studier där hedonisk teknik används för att skatta den prisutvecklingen för

sanna tvättmaskinen, kyl- och frysskåp. Resultaten från dessa studier förefaller dock inte att väsentligen påverka huvudslutsatsema.

Japan

Shiratsuka 1999 uppskattar biasen i Japans KPI till 0,90 intervall 0,35-2,00. Av detta beror 0,70 behandlingen av kvalitetsför-

av ändringar och produkter, 0,10 på nya butiker och 0,10 på

nya substitutionsbias på låg nivå.

278 Bilaga 6 SOU 1999: 124

Bias i Sveriges konsumentprisindex

Begrepps- och metoddiskussion

Att en statistisk mätning har bias innebär att dess resultat har en en tendens att systematiskt skilja sig från det i någon bemärkelse önskade sanna resultatet av mätningen. Vi skiljer principiellt mellan bias och varians, där det senare avser resultatens slumpmässiga fördelning runt det förväntade värdet. Begreppet bias förutsätter alltså att vi först definierat måttstock en mot vilken felen skall utvärderas. Denna måttstock kan inte utgöras av något annat än ett teoretiskt levnadskostnadsindex LKI. Ett problem med detta begrepp är dock att det inte är fullt operationellt utan kräver ett antal ytterligare förtydliganden och specifikationer. Med hänvisning till Bilaga l anger vi här några sådana kompletterande förutsättningar som ligger under vår biasdiskussion. Vad gäller aggregeringen över produkter så är ett s.k. superlativt index en god approximation till LKI. Ett LKI avser en enda individ/hushåll. På samhällsnivå måste vi tänka oss en aggregering över hela befolkningen, plutokratiskt eller demokratiskt eller någon idé representativ konsument. om en Alternativt kan vi peka på att det finns ett visst empiriskt stöd för föreställningen att index för olika socialgrupper inte skiljer sig väsentligt över tiden. Analysen nedan vilar, liksom de i andra

länder, närmast förutsättningen att måttet är ett plutokratiskt

sammanvägt index över befolkningen. Förhoppningen är samtidigt att ett något annorlunda definierat mått inte över längre tidsen period skall vara systematiskt annorlunda.

En avgränsning av konsumtionsbegreppet är nödvändig för att

markera KPI:s defmitionsområde. Här begränsar vi i princip till oss nationalräkenskapemas NR begrepp privat konsumtion, dvs. till de produkter varor och tjänster som konsumenterna betalar ur egen ficka och anser alltså att KPI skall mäta de förändringar av kostnadema för dessa produkter, är erforderliga för konstant som en levnadsstandard betingat oförändrad tillgång till produkter av en som inte finansieras den plånboken. T.ex. skall höjd genom egna en eller sänkt nivå på tillgången till offentliga tjänster inte påverka KPI.

Bilaga 6 279

En diskussion av bias har också en tidsdimension. Biasen varierar över tiden över enskilda år och över längre tidsperioder. Det huvudsakliga intresset i utredningens perspektiv bör knytas till en överblickbar framtida period och kämfrågan i denna utredning blir då: Vilka är riskerna för bias i KPI under de närmaste åren med den metodik

som nu tillämpas av SCB Våra analyser nedan är av självklara skäl gjorda på historiskt material medan slutsatserna är inriktade på framtiden.

Vad vi är intresserade av är huruvida det finns tendenser till övereller underskattning. Enligt statistisk samplingteori bias

genereras av alla avvikelser från det ideala förfarande som utgörs av väl-

en definierad population av objekt som alla har en känd, positiv sannolikhet att komma med i urvalet och vars mätvärden observeras utan fel. I KPI:s delundersökningar uppfylls i stort sett aldrig dessa

förutsättningar och resultatet blir därmed en ur samplingteoretisk

synvinkel närmast obegränsad uppsättning systematiska fel. Endast ett fåtal av dessa har emellertid någon tendens att över ett längre tidsperspektiv under- eller överskatta index och huvudintresset kommer därför att inriktas på dessa. Termema neutral bias eller riktningsokänd bias kommer att användas i de fall, där väsentliga brister i förfarandet föreligger utan att man kan säga att någon tendens till över- eller underskattning blir resultatet.

På grund av bostadspostens storlek 1/3 av KPI:s vikt och mycket speciella utformning väljer vi att behandla alla aspekter på den i ett särskilt avsnitt i slutet. Fram till dess gäller diskussionen följaktligen övriga delar av KPI med 2/3 av den totala vikten.

Slutligen: Siffrorna nedan avser i första hand långtidsindex. I de fall, där bedömningen blir annorlunda när det gäller korttidsindex anges detta särskilt.

Produktsubstitution

Med termen produktsubstitutionsbias avses det fel som begås genom att ett prisindex tillämpar konstanta vikter och därvid bortser från konsumentens möjlighet att, inom ramen för ett oförändrat produktsortiment, förskjuta sina konsumtionsval från produkter relativpris

vars ökat till dem vars relativpris minskat.

På hög nivå. Härmed avses den aggregeringsnivå som ges av NRs

årligen uppdaterade konsumtionsbelopp. I Bilaga 2 skattas detta fel

som skillnaden mellan långtidsindex med nuvarande definition och

ett superlativt index, räknat med ett kalenderår som basår.

Skillnaden blir då för långtidsindex i genomsnitt -0,04 under-

280 Bilaga 6

skattande bias över åren 1981-98 med variation mellan -0,27

en och +0,13. För korttidsindex blir motsvarande bias +0,08 med en variation mellan -0,02 och +0,19. På intermediär nivå. Härmed aggregeringsnivåema ovanför

avses elementära aggregat under NR-nivån. Exempel är de fyra

men produktgrupperna ris, pasta, franska, kex m.fl. aggregeras till

som mjöl, och bröd, tvättmaskin, elvisp, dammsugare

gryn grupperna

till hushållsapparater, olika lokaltrañkbolag som som aggregeras

till buss- och lokaltrafik eller olika detaljhandelsaggregeras branscher till produkt. På denna nivå uppdateras

som aggregeras en inte vikterna årligen eller så uppdateras de med eftersläpning och vikterna avspeglar därför sällan det aktuella årets konsumtion undantag fr.a. alkohol. Detta gör att konsumenternas substitutionsmöjligheter beaktas, vilket leder till indexöverskattning. I Frankrike skattades liknande bias till mellan +0,05 och

se ovan en

+0,10. En speciell omständighet gör dock att denna skattning inte kan överföras till svenska förhållanden nämligen att en prisomräkning vikterna i vissa produktgrupper i långtidsindex görs

av

vikterna från aktuellt år utan att de i realiteten är det. som om vore Detta sker mellan nivå 100 och till nivå på

en av c:a grupper ner en

300 delgrupper vamkoder, t.ex. för mjöl, gryn och bröd och c:a hushållsapparater. Detta förfarande medför att vikterna systematiskt sänks för produkter ökat i pris och vice för andra

som versa

För att detta förfarande skall vara unbiased krävs att de grupper. berörda är norrnalelastiska. Emellertid kan

varugruppema elasticitetema på denna nivå i allmänhet antas vara mindre än ett vilket skulle medföra att förfarandet har en viss underskattande tendens. Denna motverkas dock den överskattande Laspeyres-

av effekten på den lägre intennediära nivån. Vår slutliga bedömning av nettobiasen är därför att den är riktningsokänd med noll som mest sannolika värde.

På låg nivå. Här aggregeringen av enskilda prisobservationer,

avses ofta utan vikter eller med mycket vikter till ett första

grova elementärt index. I Sverige tillämpas den s.k. RA-formeln Dalén,

1992, nära approximation till ett geometriskt medel-

som är en värde, i sin tur nära approximerar ett LKI vid nonnalelasticitet.

som Av bilaga 2 att döma förefaller det på många områden troligt att pricelasticiteten på denna låga nivå är väsentligt större än ett. Det är emellertid ändå inte säkert att det geometriska indexet i genomsnitt visar väsentligt fel i vart fall är felets riktning på nuvarande

kunskapsnivå okänd. Som vår bästa bedömning sätter vi därför vår

punktskattning för biasen till

Bilaga 6 281

Nya produkter och butiker

Butiker

I likhet med flera av de utländska biasstudiema grundar vi vår bedömning av biasen för nya butiker på statistik över strukturförändringen inom detaljhandeln. Under en förmodligen lång historisk period har en successiv förskjutning skett från små butiker med högre prisnivå till större butiker, först snabbköp sedan stormarknader och lågpriskedjor med lägre prisnivå och större omsättning. Denna utveckling har ägt inom många varuområden den statistiska

rum men informationen är lättast tillgänglig inom dagligvaruhandeln.

Källor för den kvantitativa diskussionen nedan är Jacobsson et 1993 samt tre årgångar av tidskriften Svensk Dagligvaruhandel 1996-1998.

Mellan 1986 och 1991 ökade antalet stora 10 anställda detaljhandelsbutiker med c:a 2% per år medan de mindre minskade med 4- 5% Jacobsson, 1993, tabell 5.1. Cityvaruhusens andel av detaljhandelsomsättningen minskade från 14,3% 1976 till 5,5% 1991 medan stormarknademas ökade från 3,6% till 5,8% under samma tid dzo, tabell 5.3.

tabell 3 redovisas förskjutningama i marknadsandelar mellan 1981 och 2000.

Tabell 3: Marknadsandelar inom dagligvaruhandeln 1981-2000.

Andel Andel Bedömd andel

Källa: Jacobssonet 1993, tabell 5.12

De kategorier som ökar 2 och 3 kan generellt antas ha en lågprisprofil och vi ser att deras marknadsandel går från 46,5% till 73% under perioden, en ökning med cza 1,5 procentenheter per år. Under åren 1994-1997 ökar enligt tidskriften Svensk Dagligvaruhandel 1996- 1998 lågprisbutikemas enligt deras egen klassificering marknadsandel inom dagligvaruhandeln med drygt 1% årligen. Inom branschen

nämns som en allmän bedömning att prisnivån i genomsnitt är 10%

282 Bilaga 6

lägre i lågpriskanalema än i resten av beståndet. Då skulle den av KPI uppmätta prisutvecklingen inom området som mest bli 10%1,5% O,15% för låg.

Dagligvaromas andel av den privata konsumtionen 1991 var 16% men liknande tendenser, men sannolikt med mindre effekt, gör sig gällande andra produktområden som husgeråd och vitvaror, radio- TV, vitvaror, förtäring utom hemmet och i någon mån fritidsartiklar samt kläder och skor. Sammanlagt har dessa produktgrupper 33% av KPI:s totala vikt. Som övre gräns för detta fels storlek sätter vi därför 33%0,150,05.

Från denna maximala effekt skall dock en reduktion göras i den mån de nya försäljningskanalemas kvalitet bedöms vara lägre än de gamla. Vad kan de butikernas kvalitet i jämförelse med de

sägas om nya gamla

Kvalitetssänkningen kan bestå i längre transportsträckor större kostnader i tid och pengar och högre otrivsel i köpladoma.

Men en kvalitetshöjning kan ligga i bättre parkeringsmöjligheter

och större sortiment som sparar tid åt konsumenten.

Det faktum att överströmning till de nya butikerna sker visar att

konsumenterna i varje fall inte betraktar kvalitetsförsämringen som

lika stor som prissänkningen.

Vi bedömer att dessa kvalitetsfaktorer totalt sett drar något i negativ riktning och sätter som slutlig bedömning av nybutiksbias en överskattning i intervallet 0,03-0,05.

I en nära framtid kan den elektroniska handeln, via Internet, föranleda bedömning på denna punkt. Ännu så länge har denna

en annan kanal inte uppnått någon stor marknadsandel men det kan snabbt förändras. Inom vissa produktområden böcker, Cd-skivor är kanalen redan av betydelse och enligt en enkät till de svenska köpmännen, redovisad i Fri Köpenskap 1998, ligger medianbedömningen på att Intemethandelns andel av dagligvaruförsäljningen kommer att ligga på 2-5% inom två år. När säkra betalningssystem införts på Internet kan utvecklingen bli mycket snabb.

Produkter

Införandet av nya produkter kan betraktas på flera nivåer. Dels gäller det helt nya typer av varor och tjänster som bygger på en ny teknologi och/eller tillfredsställer ett nytt konsumentbehov. På varusidan tänker vi på sådant som videokamera, mobiltelefon och PC. På tjänstesidan

kan nämnas utförsåkning på skidor, hamburgerrestauranger eller

Bilaga 6 283

gymanläggningar. För sådana produkter anses den ekonomiskteoretiskt korrekta behandlingen att baspris för jämförelse med det

vara som en första priset vid införande uppskatta ett s.k. reservationspris

varans som är det pris vid vilket efterfrågan skulle bli noll för en representativ konsument. Om lyckas införa produkt i KPI med dess faktiska

man en pris som baspris mycket tidigt, torde dock biasen bli mycket liten eftersom marknadsandelen i ett tidigt stadium också är liten.

Den takt med vilka nya produkter infogas i Sveriges KPI är mycket

varierande. Persondatom infördes 1996 och mobiltelefonen 1994, vilket torde ganska snart efter det att de blivit massmarknads-

vara produkter medan de i USA korn in i KPI först 1998. Å andra sidan kan anföras sådant som flygcharterresor införd 1989, kanske 25 år för sen , utrikes flyg infört 1993 och motionsutövning infört 1997. Kommunal bam- och äldreomsorg under 70- och 80-talen växte

som till stora konsumtionsområden har fortfarande inte införts nedan.

se

En genomgång av nytillkommande varukoder i KPI under perioden 1981-97 visar att de genuint produkterna normalt torde för

nya svara högst 1% av vikten varje år, ofia mindre. Bland dessa återfinns dock även sådant som trasmatta 1981 och benjaminfikus 1985 dvs.

nya varor som snarast återspeglar förändrade preferenser och där någon överskattande bias betydelse knappast finns försenad

av p.g.a. introduktion. Frågan är vilken relativpristrend och vilken vikt dessa

nu produkter uppvisade innan de inlemmades i KPI. Normalt bör

man tänka sig att produkterna faller snabbt i pris med mycket liten

men en vikt i ett inledande skede innan de blir massprodukter. Hoffmann 1998 tänker sig ett intervall på mellan 5 och 20% i fallande relativpris. Vi bedömer att den andel har ett mycket snabbt fallande

som relativpris, på säg 20%, knappast kan ha en vikt på än 0,l-0,2%.

mer Om så något större med säg 0,2-0,4% vikten, har

en grupp, av ett fallande relativpris på 5-10% uppstår bias på mellan +0,03 och

en +0,08. Vi bedömer att detta är realistisk storleksordning på detta fel.

en

Men sedan tillkommer det också på lägre nivå produkt-

en nya varianter en ny typ frukostflingor eller ett nytt charterresemål. Ett

- av exempel i större skala är Konsums blåvita varusortiment. På denna nivå

är avgränsningen mot kvalitetsförändringar diskuteras nedan

som diffus. Man kan säga att när variant tillkommer utan att

en ny en annan samtidigt försvinner så är det KPI-synvinkel produkt i och

ur en ny

med att en kvalitetsjämförelse inte görs.

Ett försök har gjorts att studera omsättningstakten i varusortimentet på det område, där informationen är lättast tillgänglig, nämligen dagligvaruområdet. SCB erhåller årligen filer med i princip fullständig historisk information alla vamvarianter inom dagligvaruområdet

om som sålts av de tre dominerande blocken i Sverige: ICA, KF och

284 Bilaga 6

Dagab. Denna information används SCB primärt för urvalsdragning

av

varuvarianter för prismätning. Populationen omfattar inom varje

av grossist för sig 15000 varuvarianter och mängden synes öka år från

c:a år. Samkömingar mellan intilliggande års varupopulationer visar att andelen varukoder rör sig mellan 10 och 50% årligen ett

nya mycket brett intervall även döljer ändringar i distributionssätt,

som förpackningsstorlekar Dock vet vi att även det äkta nytillskottet

m.m.

varianter på ett år är betydande det räcker att erinra om några av exempel vi alla konsumenter är väl bekanta med: i Konsums

som som blåvita sortiment och Icas motsvarande lågprismärke ICAhandlarnas, Konsums Signumsortiment; alla dessa utökas

nya kontinuerligt, det snabbt ökade utbudet av olika sorters filmjölk, iii antalet varianter fárdiglagade måltider, iv innovationstakten vad

av gäller frukostflingor, v införandet av koncentrerade och miljövänliga tvättmedel och sist inte minst vi sortimentet av etiska och

men

ekologiska produkter.

i enlighet med Boskinparadigmet bedömer konsumenternas

Om man successiva överflyttning till alla dessa varianter som uttryck för ett

nya stort konsumentöverskott så kan detta motivera relativt stora biasskattningar. Som övre gräns säg att 10% av dagligvaruom-

en sättningen årligen är och att konsumenternas betalningsvilja för

ny dessa låg 10% över det faktiska priset. Vi skulle då få en

nya varor överskattande bias på 1% för KPI-dagligvaror.

Emellertid försvinner också många varor varje år och man får anta att för ett antal, visserligen färre, konsumenter representerar detta en förlust. På vår nuvarande kunskapsnivå kan heller inte uteslutas att de verkligt varianterna bara svarar för ett par procent av omsättningen

nya årligen. Den undre gränsen för denna bias torde därför ligga neremot en tiondels procent. Om vi antar att denna typ bias liksom butiksbiasen

av påverkar 33% KPI:s totala vikt erhålls ett intervall för den över-

av skattande biasen på mellan 0,03 och 0,33. En närmare analys av det befintliga dagligvammaterialet liksom del skannerdata, vilket tiden

en inte räckt till för, borde kunna snäva in detta stora intervall en del.

Vi avstår här från punktskattning utan låter denna bias-

att ange en komponent ingå i samlad bedömning nedan avseende kvalitetsför-

en

ändringar och nya produkter.

SOU 1999: 124 Bilaga 6 285

Kvalitetsförändringar

Den mest svårbedömda sannolikt också största delposten i den

men bias vidlåder ett konsumentprisindex är den som beror på de

som många små förändringar i produkters innehåll och funktion och på det sätt dessa förändringar behandlas av statistikproducenten. Denna biaskälla är på ett komplicerat sätt sammanlänkad med framför allt den bias som beror nya varianter.

Det bör inledningsvis noteras att SCB:s kvalitetsförändringsmetodik inte är enhetlig utan varierar kraftigt från varugrupp till varugrupp. Vi nämner här några huvudmetodema:

av

Dagligvaror. Nästan inga varubyten utförs utan försvinnande varor utesluts beräkningen och prisförändringen beräknas över det

ur oförändrade sortimentet. Nya varianter tas in i en ny årslänk utan jämförelse bakåt, varigenom en planerad överlappningsmetod tillämpas.

Varaktiga varor, hemelektronik, skor, husgeråd m.m. Intervjuarna

kvalitetsbedömning vid varubyten under löpande år. I outredd gör en utsträckning tas även nya varianter in i en ny årslänk utan jämförelse bakåt.

Kläder. Hedonisk metod, där årligen skattade koefficienter används vid varubyten. En direkt korrigering görs för den bias som genereras av reaeffekter vid urvalsförfarandet inför den nya årslänken gäller även skor.

Nya bilar. En expertgrupp gör kvalitetsvärderingen mellan gammal och ny modell. Ett nytt bilmärke, liksom nya modeller som inte direkt ersätter utgående, tas dock in i årslänk utan jämförelse bakåt.

en ny

För tjänster som t.ex. restaurangbesök, kollektivtrafik m.m. görs aldrig några kvalitetsjusteringar utan kvaliteten anses oförändrad och

produkter/varianter/försäljningskanaler tas in i ny länk utan

nya jämförelse bakåt.

Låt oss nu åter betrakta Boskinkommissionens bedömningar av kvalitetsförändringsbias förse dem med motsvarande svenska

men vägningstal.

1019-2022Konsumentprisindex

286 Bilaga 6

Tabell 4: Boskin et als 1996 bedömning av bias till följd

av kvalitetsförändringar och nya produkter, tillämpad på Sveriges KPI.

Produktgrupp Boskin et als Vikt, Vikt, Potentiellt

biasbedömning USA Sverige 1997 biasbidrag,

Sverige

I tabell 4 redovisar vi vilken bias som skulle bli resultatet av att applicera Boskinkommissionens bedömningar rakt av på det svenska KPI. Nedan diskuterar vi punkt för punkt rimligheten i en sådan över-

föring. Vi observerar inledningsvis att skattningarna i tabell 4 den

avser sammanlagda biasen till följd av såväl nya produkter, nya varianter

som hanteringen av kvalitetsförändringar.

Mat. För dagligvaror angav vi nyvariantbias på mellan 0,1

ovan en och Vi ser att Boskinkommissionens 0,31 snarare ligger i den nedre änden av detta intervall och alltså inte kan betraktas någon extrem

som siffra. Vissa av de trender Boskin ökad service dock inte

anger synes ännu i större utsträckning ha nått Sverige.

Boende. Se det särskilda avsnittet för själva bostadsposten. Häri ingår dock även hushållsmaskiner samt möbler och husgeråd. Denna typ av varor importeras ofta och marknaden domineras av ett mindre antal kända märken. Kvalitetsutvecklingen kan därmed antas

vara ganska likartad över hela västvärlden. Boskinkommissionen

uppskattade en överskattande bias i USA:s KPI på 3% för vitvaror och 4% för radio-TV. En bearbetning av USA:s KPI visar att under perioden 1983-96 minskade radio-TV-index med i medeltal 2,6% år medan

per det svenska under perioden 1980-98 minskade med 3,2% år. Om

per man i stället skulle se på ett relativprisindex radio/TV i förhållande till KPI totalt visade det under perioden på genomsnittliga minskningar med 8,1% i Sverige gentemot 5,9% i USA. För vitvaror är dock KPItalet i Sverige, såväl absolut relativt, högre än det i USA och

som denna effekt tar grovt sett ut den motsatta för radio-TV. KPI-vikten är f.n. 0,6-0,7% för vardera dessa Om alltså tror på

av grupper. man Boskinkommissionens bedömningar skulle dessa grupper kunna bidra med en överskattande bias på kanske 1,3%3%0,04%. För övriga

SOU 1999: 124 Bilaga 6 287

poster inom boende möbler, husgeråd och telefon accepterar vi till

- att börja med Boskins bedömning på 1% bias se dock reaeffekter nedan och att den väsentligen härstammar från det ökade utbudet

anser

teletjänster. Detta område har sammanlagd vikt på cza 6%. av en

Kläder och skor. Vad gäller kläder skiljer sig marknaderna i Sverige och USA troligen inte så mycket åt. Man kan dock känna tvekan inför Boskins värderingar vad ganska marginella

av som synes vara förändringar. Utredningar vid SCB visade snarare på en risk för underskattande bias i SCB:s kläderindex under 1980-talet. Detta ledde till en omläggning till hedonisk metod samt korrigering för reaeffekter som eliminerat denna risk. F.n. görs kvalitetsjämförelser vid varubyten inom

för definierade plaggtyper. Med Boskinparadigmet som ledramen stjäma torde det dock allmänt sett föreligga risk för överskattande

en bias på så konkurrensintensiv och dynamisk marknad som den för

en kläder. Sportklädessortimentet är något som kraftigt utökats, liksom lågprisimporten. Den största risken för bias torde ligga i om representativiteten minskar till följd nytillkommande plaggtyper. Vi

av betraktar Boskins skattning övre gräns för Sverige medan den

som en undre gränsen är noll. Som punktskattning vi därför 0,5.

anger

Transporter, bilar. I januari 1993 gjords vid SCB:s prisprogram en liten studie för att undersöka eventuell bias i KPI:s bilindex.

en Ledamöterna i expertpanelen för bilmätningen ombads bedöma vad

vid denna tidpunkt skulle vara ett rimligt värde för nya bilar av som fyra olika märken 1975 års modell. På detta sätt erhölls ett

av alternativt prisindex, grundat på en direkt kvalitetsjämförelse mellan bilar med olika årgångar, som kunde jämföras med KPI:s officiella

av bilindex. Det alternativa indexet implicerade en prisutveckling på 5,94% år medan det officiella ökat med 8,08% per år. Med 1993 års

per bedömningar i och för sig grundas på detta års preferenser vad

som

gäller bilsäkerhet m.m. skulle detta innebära en överskattande bias på 2,1 procentenheter. Ingen förändring i KPI:s metod för bilindex har gjorts efter 1993 kan föranleda en väsentligt annan bedömning i

som dag. Bilamas totala vägningstal har under perioden legat runt 3%, varför effekten på KPI totalt skulle bli en överskattande bias på 0,06.

Transporter, kollektivtrafik /Iyg, tåg, buss, båt, lokaltrafik. Kvalitetsfaktorer snabbhet, turtäthet, tidhållning, olycks-

här kan vara: risk och komfort. Nettot av dessa är kända: Det är lätt att peka på både försämringar nedlagda stationer, klotter, några stora olyckor på

tid, förseningar och förbättringar ökad snabbhet och turtäthet, senare fler stationer på tunnelbanan, elektronisk bokning och information. Vi betraktar eventuell bias som riktningsokänd och sätter därför punkt-

en skattningen till

288 Bilaga6

Hälsovård. I Sverige är sjukvården till största delen offentligfinansierad och sluten sjukhusvård ingår överhuvudtaget i KPI. Enligt vår princip betingad levnadskostnadsindex faller om en kvalitetsutvecklingen inom denna del utanför KPI och skall påverka en biasbedömning. Delposten fördelar sig enligt: läkemedel 0,7%, öppen läkarvård 0,7%, tandläkare 1,0%, glasögon 0,2% och Sjukvårdsartiklar 0,l%. För receptbelagda läkemedel Boskinanger kommissionen bias på 3,0%, är grundad på aktuell forskning en som Griliches och Cockbum, 1994 och som vi därför bör kunna applicera även på Sverige. Övriga poster avser dock områden med väsentligt långsammare kvalitetsutveckling och, vad gäller den öppna läkarvården, även inslag av kvalitetsförsämringar i 90-talskrisens spår. Totalt sett är det rimligt att anta smärre kvalitetsförbättring på säg en 0,5% för dessa poster i ett längre tidsperspektiv. Detta skulle ge en sammanvägd bias på 1,2% för hälsoposten.

Underhållning och andra produkter. Vi saknar grund

för en annan bedömning än Boskin. Elektroniska leksaker, kabel-TV, hyra av videofilm, har onekligen revolutionerat underhållningen, även dess om samhällsnytta är omtvistad. Se dock reaeffekter nedan. Reaeflekter. Slutligen måste vi peka på särskild omständighet i en ett kedjeindex av svensk typ bör påverka vår bedömning de s.k. som reaeffektema. Dessa består i det faktum att intervjuama när en varuvariant först väljs ut för prismätning har tendens att välja icke en en prisnedsatt vara med ordinarie pris medan i mätårets sista månad varan har en normal och högre andel nedsatta priser. Norberg 1998 visar att för ett 30-tal s.k. kvalitetsvärderingsvaror omfattande 6,9% den av totala KPI-vikten leder detta till neddragande effekt på 1%, dvs en en total inverkan på KPI på 0,07 i negativ riktning. Denna effekt behöver inte nödvändigtvis utgöra underskattande bias till större delen en gäller det sådana högteknologiska produkter mobiltelefon, hemelektronik och CD/TV-spel, där reaeffekten kan avspegla verkliga kvalitetsskillnader. Dock påverkar den våra aggregerade biasbedömningar i negativ riktning eftersom detta speciell omständigär en het för Sverige. Till del är denna effekt indirekt beaktad i en ovanstående resonemang detta gäller t.ex. radio-TV-området. För möbler och husgeråd, telefon samt för underhållning reducerar vi dock av detta skäl bedömningen av överskattande bias med sammanlagt 0,05. Denna genomgång leder oss till följande sammanfattande bild i tabell

Bilaga 6 289

Tabell 5 Vår bedömning av svensk bias till följd av nya produkter och

. varianter samt behandling kvalitetsförändringar. Bostadsposten

av inkluderad.

Övriga statistiska felkällor

Utöver de källor till bias som brukar nämnas i en Boskininspirerad ekonomisk analys finns även andra typer av statistiska felkällor som kan ge upphov till bias. Vi nämner här tre typer: täckning, prismätfel och urvalsbias. Vad gäller täckning betraktar vi dels en speciell post

offentliga omsorgstjänster i dag för c:a 1,5% av privat

— som svarar konsumtion och dels övriga täckningsbrister.

Undertäckning av offentliga omsorgstjänster

Omsorgsavgifter utgör den största undertäckningsposten i konsumentprisindex, bortser från bostadsrätter och fritidshus se nedan.

om man De områden är kommunala avgifter för barn-, äldre- och

som avses handikappomsorg. Dessa områden ingår dock i nationalräkenskapemas NR redovisning privat konsumtion, såväl i löpande som fasta

av

priser. NRs fastprisberäkning bygger på ett styckpristänkande, dvs.

man ser till hur många individer som utnyttjat en viss tjänst och applicerar basperiods priser på detta antal. Genom att dividera de

en relevanta NR-seriema i löpande priser med motsvarande serier i fasta priser erhålls ett implicitprisindex IMPI kan jämföras med det

som index i praktiken fått representera dessa poster i KPI, nämligen

som KPI-totalt.

290 Bilaga 6

Det kan diskuteras hur IMPI förhåller sig till KPI:s ideala index i den för omsorgsområdet speciella situationen med inkomstrelaterade taxor. Eftersom svårigheten att avgöra den frågan är själva

senare orsaken till att omsorgsavgifter ingår i KPI är frågan svår att besvara. Dock kan sägas att IMPI närmast motsvarar ett index där inkomstförändringamas effekter tillåts slå igenom direkt i index, s.k.

en

inkomstexogen metod. Den alternativa, inkomstendogena, metoden

som förenklat "låtsas inkomsterna ökar KPI kommer att

som om som leda till lägre indextal under perioder ökande realinkomster då

av men realinkomstema under 1980-95 har ökat med endast drygt ‘/2% år

per så blir skillnaden mellan ansatsema inte stor.

Tabell 6: Jämförelse mellan NRs implicitprisindex för omsorgstjänster och KPI. Källa SCB 1997a.

I tabell 6 ovan redovisas jämförelse mellan IMPI och KPI for åren

en

1981-96. Biaseffekten på KPI har varierat mellan under-skattning

en

Bilaga 6 291

på 0,17 enheter och överskattning på 0,06 enheter. I genomsnitt för

en perioden har KPI underskattats med 0,03 enheter till följd av denna undertäckning, dock fördelar sig denna underskattning som 0 på 80talet och 0,07 på 90-talet.

Denna skattning beaktar inte kvalitetsförändringama inom detta område. Minskad personaltäthet inom barnomsorgen under 90-talet torde uppfattas försämring många föräldrar, men minskade

som en av köer och ökad täckning är samtidigt förbättringar. Inom äldreomsorgen saknas underlag för initierad bedömning men ökad resursbrist talar

en för att försämring ägt rum. Detta föranleder sammanlagt en justering

en

den uppskattade biasen i ytterligare negativ riktning. Om kvalitets-

av förändringen totalt är oförändrad inom barnomsorg men blivit 10% sämre under 10-årsperiod inom äldreomsorgen 40% av hela posten

en motsvaras detta prishöjning på 0.4% per år. Med en vikt på 1,5%

av en blir bidraget till KPI-bias ytterligare -0,006.

Vi noterar att bidraget till den totala biasen stor z0,1 under

var några år i början 90-talet, då avgifterna detta område snabbt

av ökade till följd minskad subventionsgrad. Före och efter denna

av period har den i stort sett endast legat på några hundradelar. Som vår bästa bedömning biasrisken väljer vi därför siffran -0,04. Då denna

av bias är beroende politiska beslut är det vanskligt att ha någon

av bestämd uppfattning dess tecken och storlek i framtiden.

om

Övriga täckningsbrister

Ett stort område täcks KPI är konsumtion inom hushållens

som av ideella organisationer, där fackföreningsavgifter torde vara den största delposten. En värdering effekten denna uteslutning bias-

av av ur synpunkt stöter pâ så många principiella problem att vi avstår från den här. Detsamma gäller konstföremål, inte mäts separat ändamål

som som

NR och konsumtionsbelopp, därigenom är okänt. Ett tredje av vars område varit täckt är avgifter för sluten sjukhusvård som

som räknats offentlig konsumtion och uteslutits på den grunden. Det

som uteslutna beloppet har tidigare utgjort ‘/2-1 promille av privat konsumtion och från och med 1998 ingår det i hälsovårdsposten och vi avstår därför från någon explicit värdering av denna post.

Bristande täckning den population produkter och försäljnings-

av av ställen ingår i ett NR-ändamål förekommer i de flesta delunder-

som sökningar. I de flesta fall är denna biaskälla i ett längre tidsperspektiv neutral. Här nämner vi några fall, där man kan befara motsatsen.

292 Bilaga 6

Telefoni. Vikt 2,1%. Undersökningen täcker aktörer ofta nya som konkurrerar med lägre priser. Detta kan leda till överskattning en av prisutvecklingen. Ingår i skattning i tabell Frölök. Vikt 0,2%. Detta vägningstal täcker allt att döma även av trädgårdsutrustning, t.ex. gräsklippare, häcksaxar etc. Eftersom de senare kan antas ha långsammare prisutveckling bör överen en

skattning av index bli följden.

Kabel-TV. Vikt 0,2%. Delindex omfattar bara filmkanaler med en

bedömningsvis elastisk efterfrågan och prisminskningar. Det

mer oelastiska basutbudet med prisökningar ingår ej. Detta torde leda till en

underskattning av index.

Annan undertäckning av större betydelse men med riktningsokänd bias är:

i Varor i dagligvarusystemet som kommer med i sannolikhetsurvalet. Det gäller varor som levereras grossister samt nytillav komna ny-varabias behandlas nedan. Representeras ingåvaror av ende varor, varugruppsvis. ii Vissa försäljningskanaler. Postorder, torghandel, mat i trañkbutiker, taxfreeförsäljning. Representeras ingående av försäljningskanaler, varuvis utom taxfree som representeras av KPI-totalt. iiiS0mmarvaror och vissa andra säsongvaror. Gäller baddräkter, färska jordgubbar, glasspinnar, semlor, julgranar, julskinka och liknande ting. Representeras av den varugrupp respektive vara ingår ivMotorcyklar. Representeras till hälften bilar, till hälften av av cyklar. v Långväga busstrafik och flygbussar. Representeras lokaltrafik. av viEn fortfarande liten kanske snabbt växande källa till undermen täckning är Intemetforsäljning. Representeras produktgmppsvis av

ingående försäljningskanaler.

De felkällor som diskuterats i detta avsnitt bedömningsvis inget ger nettotillskott till den totala biasen.

Prismätfel

Det är i en del fall inte enkelt att mäta det konsumenten faktiskt av erlagda priset. Skälen kan olika former dolda rabatter eller vara av prutmåner i förhållande till det officiella priset. Här nämner vi några exempel på sådana felkällor.

Bilaga 6 293

Rabatter, bonus, kuponger för dagligvaror och bensin. Neutralt om bedömningen är att omfattningen är oförändrad över tiden. Anledning till annat antagande finns ej.

Förhandlingsutrymmet vad gäller slutligt pris på nya och begagnade bilar leder till ett fel i förhållande till det listpris som SCB tar in. Biasen är troligen neutral i ett mycket långt tidsperspektiv men är underskattande vid stärkt konjunktur mindre prutmån och överskattande vid försvagad konjunktur ökad prutmån.

För dagstidningar är diverse introduktionsrabatter på prenumerationer beaktade. Dessas frekvens kan bedömas ha ökat under senare år vilket skulle kunna medföra viss överskattning av index. Vikten

en

för prenumererade dagstidningar är 0,5%, så med årlig bias på

cza en ett % kan det högst röra sig hundradel på index

par om en 0,020,5 %.

En fiktiv beräkning avseende reparationer, tjänster kan ha en stor men neutral bias.

Obeaktade sista-minuten-priser på charterresor är ytterligare en neutral biaskälla. Konjunkturvariationen liknar den för bilar.

Reapriser på böcker beaktas inte alls. Neutral bias.

De uppmätta priserna för utrikes flygresor är ibland långt ifrån de verkliga, lägre, priserna. Om vi antar att priskonkurrensen ökat under senare år kan en viss överskattning av index ha blivit följden.

Kabel-TV. Specialerbjudanden på filmkanaler beaktas ej. Kan möjligen ha lett till viss överskattning då dessa infördes.

Felen i detta avsnitt bedömningsvis ett extra tillskott till den

ger överskattande biasen på 0,02. Det största felbidraget här ger antagligen utrikes flygresor.

Urvalsbias

I många delundersökningar görs inte urvalen sannolikhetsmässigt utan med någon variant av kvota- eller cutoffprincip. Enligt samplingteorin

detta upphov till bias av okänd storlek. I prismätningssammanger en hang saknas normalt anledning att befara att denna bias skulle ha någon bestämd över- eller underskattande tendens. Ett möjligt exempel på motsatsen är den s.k. reaeffekten som beaktats ovan, under kvalitetsförändringar.

294 Bilaga 6

Bostäder

Bostadskonsumtionen i Sverige kan fördelas i fyra huvudkomponenter:

Hyreslägenheter Bostadsrättslägenheter Egnahem

Ägda fritidshus Härvid bortses då från det hyrda fritidsboendet ingår i som

"hotelltjänster"

Nationalräkenskapema uppskattar konsumtionsvärden för 1+2

tillsammans samt 3 och 4 var för sig enligt följande synsätt.

Konsumtionsbeloppet hyra, flerfamiljshus beräknas som faktiska hyror

för hyresbostäder + imputerade hyror för bostadsrätter, där m2-hyran

för hyreslägenheter imputerats. Konsumtionsbeloppet för nyttjandevärde, småhus bygger också mz-hyra för hyreslägenheter applicerat

på m2-yta, småhus men här har dessutom uppräkning gjorts med en tomtvärdet, där uppräkningsfalctom utgjorts av tomtens taxeringsvärde i förhållande till byggnadens. Konsumtionsbeloppet för nyttjandevärde, fritidshus är däremot baserat på drifiskostnader. rena Vad gäller bostadskonsumtionen är prismätningskonceptet i KPI mycket omtvistat och varje diskussion bias måste ta hänsyn till om detta faktum. Endast för hyreslägenheter, där det gäller att mäta faktiskt betald hyra, råder enighet om mätningens mål. För övriga tre komponenter är mätkonceptet omtvistat. För att i denna situation belysa frågan om bias väljer vi känslighetsanalyser som vår huvudmetod. Frågeställningen blir då: Vad hade alternativa synsätt till det faktiskt tillämpade lett till för resultat Vi väljer att strukturera analysen enligt följande: Metodfel, egnahem. Genom simuleringar alternativa synsätt på av egnahemspostens lösning kan man få en uppfattning om skillnaden mellan det officiella indexet och de index baseras på andra som synsätt. 2. Fel uteslutning bostadsrätter. Bostadsrätterna p.g.a. av representeras nu i praktiken av hyreslägenhetema. Vilka resultat skulle erhållas med andra angreppssätt F eI p. a. uteslutning av fritidshus. Fritidshusen representeras till nu ungefär lika delar av egnahemmen och hyreslägenhetema. Vilka resultat skulle erhållas med andra angreppssätt 4. Viktfel, NR. NRs vikter utgörs i praktiken framräknade av benchmarks från 1978. Under 1999 avses en större revidering göras

l SOU 1999: 124 Bilaga 6 295 .

och med ledning preliminära beräkningar kan bedömningar göras av av de tidigare felens riktning. Fel i delindex. Härunder lägger vi alla felkällor inom för ramen mätningen enskilda delindex var för sig. av

Metodfel, egnahem

Egnahemspostens indexdeñnition är omtvistad. För att kunna diskutera bias behöver vi emellertid ha uppfattning detta. Den nuvarande en om beräkningen bygger på ett synsätt där de totala kostnaderna för innehavet småhuset följs. Av det totala vägningstalet exkl. av uppvärmning på 15% KPI:s totala vikt svarar räntekostnader för c:a av 60%, avskrivningar för 10%, fastighetsskatt för drygt 10%, cza reparationer för 10% och va-avgifter och försäkring för knappt 10%. Räntekostnademas stora dominans har två orsaker. Dels anses hela husets anskaffningsvärde belastas med räntekostnader, alltså inte endast den lånade delen med motivet att även det egna kapitalet som investerats i bostaden har alternativavkastning. Dels räknas en räntekostnaden fore skatt samtidigt direkt skattepost, fastigsom en hetsskatten, också finns med i kalkylen. Det är klart att denna beräkning vikten för räntekostnader under av 90-talets starkt fallande räntor har hafi kraftigt neddragande effekt en på index. Vi gör därför den bedömningen att denna metod har bias i en förhållande till de i HIKP och KPI-utredningen nu diskuterade metoderna. Vi simulerar nedan ett antal alternativa definitioner av egnahemsposten och försöker kvantifiera dessas utfall 1981-97. Hyresekvivalentansatsen. EKV Med denna ansats skall egnahemmen representeras hyrda bostäder som så nära som möjligt av liknar egnahemsenhetema. För att simulera denna ansats ersätter vi KPI:s räntekostnads-, avskrivnings- och fastighetsskatteindex med hyresindex. Nettoanskaflhingsansatsen. NET I denna ansats som diskuterats ett alternativ i HIKP betraktas den nyinköpta fastigheten som som omedelbart konsumerad. Vi simulerar denna ansats genom att ta bort KPI:s räntekostnadsindex och låta kapitalkostnaden representeras av det nuvarande avskrivningsindexet som i stort sett avspeglar

nybyggnadskostnaden enligt byggnadsprisindex BPI för gruppbyggda

småhus före det inte så och for dessa år har i stället BPI 1984 var använts direkt. I NET1 har den nuvarande avskrivningsvikten tillämpats, under hela perioden stabilt legat mellan 1 och 1‘/2%. I som

296 Bilaga 6

NET2 har i stället en ny vikt tagits in som utgörs av värdet av nybyggda småhus under varje år för sig. Denna vikt varierar kraftig

nya under perioden från cza 6% år 1981 faller den till ungefär ‘/2% under

de senaste åren.

Uteslutning. UTE I många länder, liksom f.n. i HIKP, tas inte egnahemmens kapitalkostnad med i KPI. Vi simulerar denna ansats genom att beräkna KPI exkl. Räntekostnads-, avskrivnings- och fastighetsskatteindex.

Alternativkostnadsansatsen. REAL Denna ansats föreslås i utredningens huvudbetänkande. Vi simulerar den genom att lyfta ut räntekostnader, avskrivningar samt reparationer KPI samt lyfta in

ur

fastighetsprisindex med vikten 4,4%.

I tabell 7a-b nedan redovisas den bias som blir resultatet någon

om av dessa alternativa definitioner skulle den riktiga. Vi

anses vara observerar då att den i KPI använda definitionen systematiskt lägre

ger utfall än samtliga andra definitioner över hela den studerade

tidsperioden.

Som punktskattning av vår bias väljer vi siffran -0,30 som utgör skillnaden i förhållande till utredningens huvudförslag vad gäller

egna-

hemsposten.

SOU 1999: 124 Bilaga 6 297

Tabell 7a: Skillnad DIFF mellan officiellt och alternativt KPI med

olika definitioner egnahemsposten akronymer enligt texten.

av

Årssiffror.