sou · GNB3124 · 2000-01-01 00:00:00 — gjords vid SCB:s prisprogram en liten studie för att undersöka en eventuell bias i KPI:s bilindex. Ledamöterna i expertpanelen för bilmätningen ombads bedöma vad som skulle vara ett rimligt värde för nya bilar av fyra olika märken av modell. På detta sätt erhölls ett alternativt prisindex, grundat på en direkt kvalitetsjämförelse mellan bilar med av olika årgångar, som kunde jämföras med KPI:s officiella bilindex. Det alternativa indexet implicerade en prisutveckling på 5,medan det officiella ökat med 8,. Med bedömningar (som i och för sig grundas på detta års preferenser vad gäller bilsäkerhet m.m.) skulle detta innebära en överskattande bias på . Ingen förändring i KPI:s metod för bilindex har gjorts efter 1993 som kan föranleda en väsentligt annan bedömning . Bilarnas totala vägningstal har legat , varför effekten på KPI totalt skulle bli en överskattande bias på 0,06. Transporter, kollektivtrafik (flyg, tåg, buss, båt, lokaltrafik). Kvalitetsfaktorer här kan vara: snabbhet, turtäthet, tidhållning, olycks- risk och komfort. Nettot av dessa är ej kända: Det är lätt att peka på både försämringar (nedlagda stationer, klotter, några stora olyckor , förseningar) och förbättringar (ökad snabbhet och turtäthet, fler stationer på tunnelbanan, elektronisk bokning och information). Vi betraktar en eventuell bias som riktningsokänd och sätter därför punkt- skattningen till 0. I är sjukvården till största delen offentlig- finansierad och sluten sjukhusvård ingår överhuvudtaget ej i KPI. Enligt vår princip om en betingad levnadskostnadsindex faller kvalitets- utvecklingen inom denna del utanför KPI och skall ej påverka en biasbedömning. fördelar sig enligt: läkemedel (0,), (öppen) läkarvård (0,), tandläkare (1,), glasögon (0,) och sjukvårds- artiklar (0,). För receptbelagda läkemedel anger Boskin- kommissionen en bias på 3,, som är grundad på aktuell forskning (Griliches och Cockburn, 1994) och som vi därför bör kunna applicera även på . Övriga poster avser dock områden med väsentligt långsammare kvalitetsutveckling och, vad gäller den öppna läkar-vården, även inslag av kvalitetsförsämringar i 90-talskrisens spår. Totalt sett är det rimligt att anta en smärre kvalitetsförbättring på säg 0,för dessa poster i ett längre tidsperspektiv. Detta skulle ge en sammanvägd bias på 1,för hälsoposten. Underhållning och andra produkter. Vi saknar grund för en annan bedömning än Boskin. Elektroniska leksaker, kabel-TV, hyra av video- film, har onekligen revolutionerat underhållningen, även om dess samhällsnytta är omtvistad. (Se dock reaeffekter nedan.) Slutligen måste vi peka på en särskild omständighet i ett kedjeindex av svensk typ som bör påverka vår bedömning – de s.k. reaeffekterna. Dessa består i det faktum att intervjuarna när en varu- variant först väljs ut för prismätning har en tendens att välja en icke prisnedsatt vara med ordinarie pris medan varan i mätårets sista månad har en normal och högre andel nedsatta priser. (1998) visar att för ett 30-tal s.k. kvalitetsvärderingsvaror omfattande 6,av den totala KPI-vikten leder detta till en neddragande effekt på , dvs en total inverkan på KPI på 0,07 i negativ riktning. Denna effekt behöver inte nödvändigtvis utgöra en underskattande bias – till större delen gäller det sådana högteknologiska produkter (mobiltelefon, hem-elektronik och CD/TV-spel), där reaeffekten kan avspegla verkliga kvalitetsskillnader. Dock påverkar den våra aggregerade bias-bedömningar i negativ riktning eftersom detta är en speciell omständig-het för . Till en del är denna effekt indirekt beaktad i ovan-stående 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 Tabell 5: Vår bedömning av svensk bias till följd av nya produkter och varianter samt behandling av kvalitetsförändringar. Möbler och husgeråd, telefon Underhållning (Fritid, nöjen) 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 – som svarar för c:a 1,av privat konsumtion och dels övriga täckningsbrister. Undertäckning av offentliga omsorgstjänster Omsorgsavgifter utgör den största undertäckningsposten i konsument- prisindex, om man bortser från bostadsrätter och fritidshus (se nedan). De områden som avses är kommunala avgifter för barn-, äldre- och handikappomsorg. Dessa områden ingår dock i nationalräkenskapernas (NR) redovisning av privat konsumtion, såväl i löpande som fasta priser. NRs fastprisberäkning bygger på ett styckpristänkande, dvs. man ser till hur många individer som utnyttjat en viss tjänst och applicerar en basperiods priser på detta antal. Genom att dividera de relevanta NR- serierna i löpande priser med motsvarande serier i fasta priser erhålls ett implicitprisindex () som kan jämföras med det index som i praktiken fått representera dessa poster i KPI, nämligen KPI-totalt. Det kan diskuteras hur förhåller sig till KPI:s ideala index i den för omsorgsområdet speciella situationen med inkomstrelaterade taxor. Eftersom svårigheten att avgöra den senare frågan är själva orsaken till att omsorgsavgifter ej ingår i KPI är frågan svår att besvara. Dock kan sägas att närmast motsvarar ett index där inkomstförändringarnas effekter tillåts slå igenom direkt i index, en s.k. inkomstexogen metod. Den alternativa, inkomstendogena, metoden (som förenklat låtsas som om inkomsterna ökar som KPI) kommer att leda till lägre indextal av ökande realinkomster men då realinkomsterna – 95 har ökat med endast drygt ½% så blir skillnaden mellan ansatserna inte stor. Tabell 6: Jämförelse mellan NRs implicitprisindex för omsorgstjänster och KPI. Källa SCB (1997a). , t-1/t -0,11 -0,03 -0,04 -0,02 -0,10 -0,17 -0,10 -0,06 -0,03 -0,03 -0,07 I tabell 6 ovan redovisas en jämförelse mellan och för åren 1981–96. Biaseffekten på KPI har varierat mellan en under-skattning på 0,17 enheter och en överskattning på 0,06 enheter. I genomsnitt för perioden har KPI underskattats med 0,03 enheter till följd av denna undertäckning, dock fördelar sig denna underskattning som 0 och 0,07 . Denna skattning beaktar inte kvalitetsförändringarna inom detta område. Minskad personaltäthet inom barnomsorgen torde uppfattas som en försämring av många föräldrar, men minskade köer och ökad täckning är förbättringar. Inom äldreomsorgen saknas underlag för en initierad bedömning men ökad resursbrist talar för att en försämring ägt rum. Detta föranleder sammanlagt en justering av den uppskattade biasen i ytterligare negativ riktning. Om kvalitets- förändringen totalt är oförändrad inom barnomsorg men blivit sämre inom äldreomsorgen (av hela posten) motsvaras detta av en prishöjning på . Med en vikt på 1,blir bidraget till KPI-bias ytterligare –0,006. Vi noterar att bidraget till den totala biasen var stor (³0,1) , då avgifterna på detta område snabbt ökade till följd av minskad subventionsgrad. Före och efter har den i stort sett endast legat på några hundradelar. Som vår bästa bedömning av biasrisken väljer vi därför siffran –0,04. Då denna bias är beroende av politiska beslut är det vanskligt att ha någon bestämd uppfattning om dess tecken och storlek . Ett stort område som ej täcks av KPI är konsumtion inom hushållens ideella organisationer, där fackföreningsavgifter torde vara den största delposten. En värdering av effekten av denna uteslutning ur bias- synpunkt stöter på så många principiella problem att vi avstår från den här. Detsamma gäller konstföremål, som inte mäts som separat ändamål av NR och vars konsumtionsbelopp, därigenom är okänt. Ett tredje område som ej varit täckt är avgifter för sluten sjukhusvård som räknats som offentlig konsumtion och uteslutits på den grunden. Det uteslutna beloppet har tidigare utgjort ½-1 promille av privat konsumtion och ingår det i hälsovårdsposten och vi avstår därför från någon explicit värdering av denna post. Bristande täckning av den population av produkter och försäljnings- ställen som ingår i ett NR-ändamål förekommer i de flesta delunder- sökningar. I de flesta fall är denna biaskälla i ett längre tidsperspektiv neutral. Här nämner vi några fall, där man kan befara motsatsen. Vikt 2,. Undersökningen täcker ej nya aktörer som ofta konkurrerar med lägre priser. Detta kan leda till en överskattning av prisutvecklingen. Ingår i skattning i tabell 5. Vikt 0,. Detta vägningstal täcker av allt att döma även trädgårdsutrustning, t.ex. gräsklippare, häcksaxar etc. Eftersom de senare kan antas ha en långsammare prisutveckling bör en över- skattning av index bli följden. Vikt 0,. 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 ej kommer med i sannolikhets- urvalet. Det gäller varor som ej levereras av grossister samt nytill- komna varor (ny-varabias behandlas nedan). Representeras av ingå- ende varor, varugruppsvis. (ii)Vissa försäljningskanaler. Postorder, torghandel, mat i trafikbutiker, taxfreeförsäljning. Representeras av ingående försäljningskanaler, varuvis utom taxfree som representeras av KPI-totalt. (iii)Sommarvaror och vissa andra säsongvaror. Gäller baddräkter, färska jordgubbar, glasspinnar, semlor, julgranar, julskinka och liknande ting. Representeras av den varugrupp respektive vara ingår i. (iv)Motorcyklar. Representeras till hälften av bilar, till hälften av cyklar. (v)Långväga busstrafik och flygbussar. Representeras av lokaltrafik. (vi)En fortfarande liten men kanske snabbt växande källa till under- täckning är Internetförsäljning. Representeras produktgruppsvis av ingående försäljningskanaler. De felkällor som diskuterats i detta avsnitt ger bedömningsvis inget nettotillskott till den totala biasen. Det är i en del fall inte enkelt att mäta det av konsumenten faktiskt erlagda priset. Skälen kan vara olika former av dolda rabatter eller prutmåner i förhållande till det officiella priset. Här nämner vi några exempel på sådana felkällor. 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. är troligen neutral i ett mycket långt tidsperspektiv men är under- skattande vid stärkt konjunktur (mindre prutmån) och över-skattande vid försvagad konjunktur (ökad prutmån). För dagstidningar är diverse introduktionsrabatter på prenumera- tioner ej beaktade. Dessas frekvens kan bedömas ha ökat vilket skulle kunna medföra en viss överskattning av index. Vikten för prenumererade dagstidningar är c:a 0,, så med en årlig bias på ett par % kan det högst röra sig om en hundradel på index (0,02*0,). 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. De uppmätta priserna för utrikes flygresor är ibland långt ifrån de verkliga, lägre, priserna. Om vi antar att priskonkurrensen ökat kan en viss överskattning av index ha blivit följden. Specialerbjudanden på filmkanaler beaktas ej. Kan möjligen ha lett till viss överskattning då dessa infördes. Felen i detta avsnitt ger bedömningsvis ett extra tillskott till den överskattande biasen på 0,02. Det största felbidraget här ger antagligen utrikes flygresor. I många delundersökningar görs inte urvalen sannolikhetsmässigt utan med någon variant av kvota- eller cutoffprincip. Enligt samplingteorin ger detta upphov till en bias av okänd storlek. I prismätningssamman- 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 kvalitets- förändringar. Bostadskonsumtionen i kan fördelas i fyra huvudkomponenter: (Härvid bortses då från det hyrda fritidsboendet som ingår i hotelltjänster) Nationalräkenskaperna 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 nyttjande-värde, småhus bygger också på m2-hyra för hyreslägenheter applicerat på m2- yta, småhus men här har dessutom en uppräkning gjorts med tomtvärdet, där uppräkningsfaktorn utgjorts av tomtens taxeringsvärde i förhållande till byggnadens. Konsumtionsbeloppet för nyttjandevärde, fritidshus är däremot baserat på rena driftskostnader. Vad gäller bostadskonsumtionen är prismätningskonceptet i KPI mycket omtvistat och varje diskussion om bias måste ta hänsyn till 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. blir då: Vad hade alternativa synsätt till det faktiskt tillämpade lett till för resultat? Vi väljer att strukturera analysen enligt följande: 1.Metodfel, egnahem. Genom simuleringar av alternativa synsätt på egnahemspostens lösning kan man få en uppfattning om skillnaden mellan det officiella indexet och de index som baseras på andra synsätt. 2.Fel p.g.a. uteslutning av bostadsrätter. Bostadsrätterna representeras nu i praktiken av hyreslägenheterna. Vilka resultat skulle erhållas med andra angreppssätt? 3.Fel p.g.a. uteslutning av fritidshus. Fritidshusen representeras nu till ungefär lika delar av egnahemmen och hyreslägenheterna. Vilka resultat skulle erhållas med andra angreppssätt? 4.Viktfel, NR. NRs vikter utgörs i praktiken av framräknade benchmarks . avses en större revidering göras och med ledning av preliminära beräkningar kan bedömningar göras av de tidigare felens riktning. 5.Fel i delindex. Härunder lägger vi alla felkällor inom ramen för mätningen av enskilda delindex var för sig. indexdefinition är omtvistad. För att kunna diskutera bias behöver vi emellertid ha en uppfattning om detta. Den nuvarande beräkningen bygger på ett synsätt där de totala kostnaderna för inne- havet av småhuset följs. Av det totala vägningstalet (exkl. uppvärmning) på av KPI:s totala vikt svarar räntekostnader för , avskrivningar för , fastighetsskatt för , reparationer för och va-avgifter och försäkring för . Räntekostnadernas 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 en alternativavkastning. Dels räknas räntekostnaden före skatt (som en direkt skattepost, fastig-hetsskatten, också finns med i kalkylen). Det är klart att denna beräkning av vikten för räntekostnader starkt fallande räntor har haft en kraftigt neddragande effekt på index. Vi gör därför den bedömningen att denna metod har en bias i förhållande till de i HIKP och nu diskuterade metoderna. Vi simulerar nedan ett antal alternativa definitioner av egnahems- posten och försöker kvantifiera dessas utfall –97. (EKV) Med denna ansats skall egna- hemmen representeras av hyrda bostäder som så nära som möjligt liknar egnahemsenheterna. För att simulera denna ansats ersätter vi KPI:s räntekostnads-, avskrivnings- och fastighetsskatteindex med hyresindex. (NET) I denna ansats som diskuterats som ett alternativ i HIKP betraktas den nyinköpta fastigheten som konsumerad. Vi simulerar denna ansats genom att ta bort KPI:s räntekostnadsindex och låta kapitalkostnaden representeras av det nuvarande avskrivningsindexet som ju i stort sett avspeglar nybyggnadskostnaden enligt byggnadsprisindex (BPI) för gruppbyggda småhus (var det inte så och har i stället BPI använts direkt). I NET1 har den nuvarande avskrivningsvikten tillämpats, som stabilt legat mellan 1 och 1½%. I NET2 har i stället en ny vikt tagits in som utgörs av värdet av nybyggda småhus för sig. Denna nya vikt varierar kraftig – från faller den till ungefär ½% . (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. (REAL) Denna ansats föreslås i utredningens huvudbetänkande. Vi simulerar den genom att lyfta ut räntekostnader, avskrivningar samt reparationer ur KPI samt lyfta in fastighetsprisindex med vikten 4,. I tabell 7a–b nedan redovisas den bias som blir resultatet om någon av dessa alternativa definitioner skulle anses vara den riktiga. Vi observerar då att den i KPI använda definitionen ger systematiskt lägre utfall än samtliga andra definitioner över hela den studerade tids- perioden. Som punktskattning av vår bias väljer vi siffran –0,30 som utgör skillnaden i förhållande till utredningens huvudförslag vad gäller egna- hemsposten. Tabell 7a: Skillnad (DIFF) mellan officiellt och alternativt KPI med olika definitioner av egnahemsposten (akronymer enligt texten). -0,04 -1,23 -0,94 -0,75 -0,99 -0,62 -1,25 -1,34 -1,33 -1,35 -1,01 -0,18 -0,01 -0,02 -1,16 -0,72 -0,72 -0,72 -0,63 -0,42 -0,18 -0,18 -0,13 -0,48 -0,01 -0,27 -0,06 -0,39 -0,13 -0,00 -1,36 -0,06 -0,04 -0,01 -0,13 -0,82 -0,64 -0,65 -0,44 -0,27 -0,50 -0,40 -0,33 -0,31 -0,37 -0,50 -0,17 -0,38 -0,47 -0,04 -1,35 -1,36 -1,43 -0,98 -1,50 -1,14 -1,13 -1,01 -1,08 -1,16 -0,65 -0,72 -0,60 -0,78 Tabell 7b: Skillnad mellan officiellt och alternativt KPI med olika definitioner av egnahemsposten. Genomsnitt per decennium samt maximum och minimum över hela perioden. -0,43 -0,29 -0,26 -0,27 -0,26 -0,73 -0,45 -0,43 -0,29 -0,34 -0,58 -0,37 -0,34 -0,28 -0,30 -1,35 -1,36 -1,43 -1,35 -1,50 Fel p.g.a. behandling av bostadsrätter Bostadsrätternas vikt i KPI är f.n. 3,jämfört med hyresrätternas 10,. Med hänsyn till utredningens huvudförslag att även fortsättningsvis representera konsumtionen inom bostadsrättssektorn genom en hyresekvivalentansats bör samma synsätt tillämpas inom denna sektor som för hyreslägenheter. Vi hänvisar därför till detta avsnitt nedan. Fel p.g.a. behandling av fritidshus Fritidshusen, som enligt NR svarar för c:a 1,av den privata konsumtionen representeras i KPI f.n. till ungefär lika delar av egnahem och hyreslägenheterna. Det av utredningen nu tillämpade synsättet innebär emellertid att fritidshusen skall behandlas på samma sätt som egnahemmen, dvs med den s.k. realränteansatsen. En biasbedömning kommer därför att ha två komponenter, med samma vikt. Dels skillnaden mellan hyresindex och realränteansatsen för egnahem (vi antar att även fritidshusens prisutveckling representeras av fastighetsprisindex). Dels den konstaterade biasen i det nuvarande egnahemsindexet. Den förra komponenten har ett positivt tecken och den andra ett negativt tecken och enligt tabell 7b ovan är dessa komponenter ungefär lika stora (0,28 resp. 0,30). Den valda uteslutningsansatsen kan följaktligen inte hävdas vare sig under- eller överskatta index. Enligt de nya NR-kalkylerna har en viss underskattning av konsumtion av bostadsrätter förelegat under i varje fall tillsammans med en överskattning av konsumtionen i egnahem medan hyreslägen- heternas vikt varit ungefär korrekt. Eftersom bostadsrätternas avgifter ökat nästan i takt med hyreslägenheternas – och följaktligen avsevärt snabbare än egnahemsindex – så drar denna faktor i någon mån i underskattande riktning. av KPI:s totala vikt kan behöva flyttas från egnahem till bostadsrätter, som hade 3–snabbare avgifts- utveckling än egnahemskostnaderna varvid effekten blir högst 0,. Denna underskattande bias kan dock ej adderas till den för egna- hemsposten, varför vi inte tar med den i sammanfattningen nedan. Fel i delindex, hyresundersökning Kollektiva bostäder såsom ålderdomshem, ungdoms- hotell och studentbostäder samt vissa personalbostäder, ej möblerade bostäder och garage ingår ej i populationen. Undertäckningen torde dock endast röra sig om några procent och det finns ingen grund för att bestämma riktningen på den bias som föranleds av detta. Bedömd bias =0. Kvalitetsförändring, nya produkter. Vad gäller lägenhetshyror skedde en metodomläggning . undersöks ett suburval på 1000 lägenheter ur Bostads- och hyres-undersökningens urval. Månadshyrorna jämförs direkt efter justering för ändrad förekomst av s.k. kvalitetselement; i praktiken har dock endast införande av kabel-TV beaktats, då läggs till bashyran. Andra kvalitetsändringar rapporteras men beaktas ej vid index- beräkningen. Den kvalitetsbetingade bias som kan ligga i hyresindex får nu tre delar. (i)Den löpande förslitningen som sänker kvaliteten beaktas ej i KPI och kan därför orsaka en underskattande bias. (1988) uppskattar denna effekt på bostadsindex till 0,3–0,. I skulle denna bias kunna påverka hyresindex, inkl. bostadsrätter, med av vikten och därmed kunna medföra en bias på c:a -0,05 på KPI totalt. (ii)Obeaktade eller otillräckligt beaktade kvalitetshöjningar vid ombyggnad kan leda till en överskattande bias. har 12 fall (1½%) av obeaktade kvalitetshöjningar ägt rum i KPI:s lägenhetsurval. Därutöver har några lägenheter rivits eller stått tomma. Samtliga dessa lägenheter har uteslutits ur beräkningarna. Dock får värdet av kabel-TV anses vara lågt satt. En vanlig månatlig abonnemangsavgift torde ligga på c:a och även om alla konsumenter inte är villiga att betala detta belopp så finns det enligt teorin om konsumentöverskott även en del som skulle vilja betala mer. Om vi isolerar kabel-TV- införandet och anser att det föreligger en obeaktad kvalitets- förbättring värd /månad (c:a 1,av ett genomsnittligt hyresvärde på c:a 4000/månad), som införs i hela lägenhets- beståndet så blir resultatet en årlig över- skattning på 0,på hyresindex och därmed 0,på KPI. Detta kan vara högt räknat men även andra kvalitetsförbättrings- effekter finns. (iii)Nya lägenheter som länkas in vid årsskiftena utan jämförelse bakåt leder till en bias i den mån skillnaden mellan hyresnivån i nya och gamla lägenheter inte motsvaras av en lika stor kvalitets- skillnad. För andra produktgrupper är denna bias vanligen överskattande. Hyresregleringen på äldre bostäder med åtföljande brist på dessa kan dock medföra att konsumenterna tvingas över i nyproduktionens dyrare bostäder snarare än väljer detta själva. Den nya metoden skulle då eventuellt kunna ha en underskattande effekt. (Denna effekt fanns dock inte alls med hyresundersökningens tidigare metod.) Till saken hör att nybyggnationen av lägenheter varit mycket låg . Enligt BHU är hyresnivån i de nyaste lägenheterna 15–högre än beståndet som helhet. Minst hälften av detta måste dock anses vara kvalitetsförbättring. har beståndet utökats med . Den underskattande biasen kan då bli högst *1%=0,på hyresindex eller 0,på KPI , troligen betydligt mindre. Det har blivit vanligt att hyresgästerna väljer att överta en del av underhållsansvaret själva mot en nedsättning i hyran. Principen är då att hyran vid fullt underhåll skall rapporteras men misstanke föreligger om att detta ej alltid görs. I den mån fel föreligger här är det f.n. underskattande. Felet är sannolikt mycket litet. Vad gäller lägenhetshyror har vi kunnat spåra tre källor till under- och en till överskattande bias. Därutöver finns, vad gäller täckning, andra felkällor vars riktning är okänd.