sou · GNB3124 · 2000-01-01 00:00:00 — Här har börjat införa geometriska medelvärden med effekten att index minskas med 0,10 , betydligt mindre än i . Mot- svarande tal skulle alltså kunna sägas utgöra en tidigare existerande bias. För nya produkter och kvalitetsändringar anses ingen kvantitativ bedömning kunna göras. skattningar anses ogrundade och eventuella fel lika gärna vara under- som överskattande. För nya butiker anses en bias på 0,1 vara rimlig att anta, hälften av en uppmätt skillnad mellan medelprisernas och prisindexets utveckling. Den sammanlagda biasen anges i ett intervall mellan 0,10 och 0,25. in (, 1998) är utgiven av ekonomiska forskningsgruppen vid Deutsche . Liksom andra biasutredare fastslår att uppskattningen av bias i huvudsak görs med ett COLI som måttstock. Han diskuterar dock även fallet med ett rent prisindex (reine Teuerung). behandlar fyra biaskomponenter: 3 Denna slutsats strider dock mot den gängse teorin om substitutionsbias. När vikterna, som i det franska fallet, är hämtade från en period innan den som jämförelsen avser tenderar den beräknade prisförändringen att bortse från substitutionsmöjligheterna vilket skapar en bias i förhållande till det sanna levnadskostnadsindexet. Produktsubstitutionsbias (=substitutionsbias på hög nivå) utvärd- eras med hjälp av efterhandsberäkningar avseende superlativa index, men bara inom livsmedel. Om samma bias skulle gälla för alla produkt- grupper skulle resultatet bli en KPI-nivåbias på i snitt 0,05 . Med hänvisning till att skillnaden i andra länder visat sig större för andra produktgrupper bedömer han att storleken av denna bias kan uppgå till 0,10. nämner inte uttryckligen substitutionsbias på låg nivå. Hans implicita bedömning torde vara att, eftersom tillämpar kvoten mellan medelpriser som elementäraggregatformel, så uppstår ingen sådan bias. Kvalitetsförändringsbias utvärderas med hjälp av en detaljerad studie av de tyska KPI-reglerna vid varubyten. Dessa påvisas ge olika effekt vid olika inflationsnivåer. Ett kritiskt antagande är härvid att kvaliteten över hela KPI:s produktspektrum ökar med maximalt . motiverar detta antagande med en hänvisning till en ökning i produktivitet och realinkomst på varav bedöms spenderas på kvalitetsförbättringar. Om nu inflationen är måttlig (som ) blir biasen strax under 0,50 . Om inflationen är mindre eller högre ökar biasen. Bedömningen förutsätter att de lokala pris- mätarna följer de centrala instruktionerna. Nyproduktsbiasen anses i linje med utländska bedömningar ligga på c:a 0,10. Butikssubstitutionsbiasen kalkyleras med hänvisning till dels en jämförelse mellan medelprisernas för mat utveckling i förhållande till motsvarande KPI-index, dels en studie av förändringsstrukturen i detaljhandeln i . Slutsatsen blir att denna bias knappast kan överstiga 0,10. Totalbiasen bedöms utifrån ovanstående till ¾ procent (0,75) under normala omständigheter. Hoffmannrapporten innehåller också mycket intressanta studier där hedonisk teknik används för att skatta den sanna prisutvecklingen för tvättmaskiner, kyl- och frysskåp. Resultaten från dessa studier före- faller dock inte att väsentligen påverka huvudslutsatserna. Shiratsuka (1999) uppskattar biasen i KPI till 0,90 (intervall 0,35–2,00). Av detta beror 0,70 av behandlingen av kvalitetsför- ändringar och nya produkter, 0,10 på nya butiker och 0,10 på substitutionsbias på låg nivå. Att en statistisk mätning har en bias innebär att dess resultat har en tendens att systematiskt skilja sig från det i någon bemärkelse önskade (sanna) resultatet av mätningen. Vi skiljer principiellt mellan bias och , där det senare avser resultatens slumpmässiga fördelning runt det förväntade värdet. Begreppet bias förutsätter alltså att vi först definierat en måttstock 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 1 anger vi här några sådana kompletterande förutsättningar som ligger under vår biasdiskussion. 1.Vad gäller aggregeringen över produkter så är ett s.k. superlativt index en god approximation till LKI. 2.Ett LKI avser en enda individ/hushåll. På samhällsnivå måste vi tänka oss en aggregering över hela befolkningen, plutokratiskt eller demokratiskt eller någon idé om en representativ konsument. 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 på förutsättningen att måttet är ett plutokratiskt sammanvägt index över befolkningen. Förhoppningen är att ett något annorlunda definierat mått inte över en längre tids-period skall vara systematiskt annorlunda. 3.En avgränsning av konsumtionsbegreppet är nödvändig för att markera KPI:s definitionsområde. Här begränsar vi oss i princip till nationalräkenskapernas (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 kostnaderna för dessa produkter, som är erforderliga för en levnadsstandard betingat av en oförändrad tillgång till produkter som inte finansieras genom den egna plånboken. T.ex. skall en höjd eller sänkt nivå på tillgången till offentliga tjänster inte påverka KPI. 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 kärnfrågan i denna utredning blir då: Vilka är riskerna för bias i KPI med den metodik som tillämpas av SCB? Våra analyser nedan är av självklara skäl gjorda på historiskt material medan slutsatserna är inriktade . Vad vi är intresserade av är huruvida det finns tendenser till över- eller underskattning. Enligt statistisk samplingteori genereras bias av alla avvikelser från det ideala förfarande som utgörs av en väl-definierad population av objekt som alla har en känd, positiv sanno-likhet 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 syn-vinkel närmast obegränsad uppsättning systematiska fel. Endast ett fåtal av dessa har emellertid någon tendens att över ett längre tids-perspektiv under- eller överskatta index och huvudintresset kommer därför att inriktas på dessa. Termerna 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 under-skattning 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. 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 produkt- sortiment, förskjuta sina konsumtionsval från produkter vars relativpris ökat till dem vars relativpris minskat. 1.På hög nivå. Härmed avses den aggregeringsnivå som ges av NRs 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-skattande bias) över åren 1981–98 med en variation mellan –0,27 och +0,13. korttidsindex blir motsvarande bias +0,08 med en variation mellan – 0,02 och +0,19. 2.På intermediär nivå. Härmed avses aggregeringsnivåerna ovanför elementära aggregat men under NR-nivån. Exempel är de fyra produktgrupperna ris, pasta, franska, kex m.fl. som aggregeras till mjöl, gryn och bröd, grupperna tvättmaskin, elvisp, dammsugare som aggregeras till hushållsapparater, olika lokaltrafikbolag som aggregeras till buss- och lokaltrafik eller olika detaljhandels- branscher som aggregeras till en produkt. På denna nivå uppdateras inte vikterna eller så uppdateras de med eftersläpning och vikterna avspeglar därför sällan det aktuella årets konsumtion (undantag fr.a. alkohol). Detta gör att konsumenternas substitutions- möjligheter ej beaktas, vilket leder till indexöverskattning. I (se ovan) skattades en liknande bias till mellan +0,05 och +0,10. En speciell omständighet gör dock att denna skattning inte kan överföras till svenska förhållanden nämligen att en pris-omräkning av vikterna i vissa produktgrupper i långtidsindex görs som om vikterna vore från aktuellt år utan att de i realiteten är det. Detta sker mellan en nivå av c:a 100 grupper och ner till en nivå på c:a 300 delgrupper (varukoder), t.ex. för mjöl, gryn och bröd och hushållsapparater. Detta förfarande medför att vikterna syste-matiskt sänks för produkter som ökat i pris och vice versa för andra grupper. För att detta förfarande skall vara unbiased krävs att de berörda varugrupperna är normalelastiska. Emellertid kan elasticiteterna på denna nivå i allmänhet antas vara mindre än ett vilket skulle medföra att förfarandet har en viss underskattande tendens. Denna motverkas dock av den överskattande Laspeyres-effekten på den lägre intermediära nivån. Vår slutliga bedömning av nettobiasen är därför att den är riktningsokänd med noll som mest sannolika värde. 3.På låg nivå. Här avses aggregeringen av enskilda prisobservationer, ofta utan vikter eller med mycket grova vikter till ett första elementärt index. I tillämpas den s.k. RA-formeln (, 1992), som är en nära approximation till ett geometriskt medel-värde, som i sin tur nära approximerar ett LKI vid normalelasticitet. 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 0. Nya produkter och butiker I likhet med flera av de utländska biasstudierna grundar vi vår bedömning av biasen för nya butiker på statistik över strukturför- ändringen 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 låg- priskedjor med lägre prisnivå och större omsättning. Denna utveckling har ägt rum inom många varuområden men den statistiska informationen är lättast tillgänglig inom dagligvaruhandeln. Källor för den kvantitativa diskussionen nedan är et al (1993) samt tre årgångar av tidskriften (1996– 1998). ökade antalet stora (>10 anställda) detalj- handelsbutiker med medan de mindre minskade med 4–(, 1993, tabell 5.1). Cityvaruhusens andel av detaljhandels- omsättningen minskade från 14,1976 till 5,1991 medan stormarknadernas ökade från 3,till 5,(d:o, tabell 5.3). I tabell 3 redovisas förskjutningarna i marknadsandelar . Tabell 3: Marknadsandelar inom dagligvaruhandeln –2000. supermarkets med säljyta>400 m2 Källa: et al (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,till , en ökning med . –1997 ökar enligt tidskriften (1996– 1998) lågprisbutikernas (enligt deras egen klassificering) marknads- andel inom dagligvaruhandeln med . Inom branschen nämns som en allmän bedömning att prisnivån i genomsnitt är lägre i lågpriskanalerna än i resten av beståndet. Då skulle den av KPI uppmätta prisutvecklingen inom området som mest bli *1,=0,för låg. Dagligvarornas andel av den privata konsumtionen 1991 var men liknande tendenser, men sannolikt med mindre effekt, gör sig gällande på 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 av KPI:s totala vikt. Som övre gräns för detta fels storlek sätter vi därför *0,15=0,05. Från denna maximala effekt skall dock en reduktion göras i den mån de nya försäljningskanalernas kvalitet bedöms vara lägre än de gamla. Vad kan sägas om de nya butikernas kvalitet i jämförelse med de gamla? 1.Kvalitetssänkningen kan bestå i längre transportsträckor (större kostnader och pengar) och högre otrivsel i köpladorna. 2.Men en kvalitetshöjning kan ligga i bättre parkeringsmöjligheter och större sortiment som sparar tid åt konsumenten. 3.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 över- skattning i intervallet 0,03–0,05. kan den elektroniska handeln, via Internet, föran- leda en annan bedömning på denna punkt. Ännu så länge har denna 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 Internethandelns andel av dagligvaruförsäljningen kommer att ligga på 2–. När säkra betalningssystem införts på Internet kan utvecklingen bli mycket snabb. 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 gymanlägg- ningar. För sådana produkter anses den ekonomiskteoretiskt korrekta behandlingen vara att som baspris för en jämförelse med det första priset vid varans införande uppskatta ett s.k. reservationspris som är det pris vid vilket efterfrågan skulle bli noll för en (representativ) konsument. Om man lyckas införa en produkt i KPI med dess faktiska 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 KPI är mycket varierande. Persondatorn infördes och mobiltelefonen 1994, vilket torde vara efter det att de blivit massmarknads-produkter medan de i kom in i KPI först . Å andra sidan kan anföras sådant som flygcharterresor (införd 1989), kanske , utrikes flyg (infört ) och motionsutövning (infört ). barn- och äldreomsorg som växte till stora konsumtionsområden har fortfarande inte införts (se nedan). En genomgång av nytillkommande varukoder i KPI –97 visar att de genuint nya produkterna normalt torde svara för högst av vikten , ofta mindre. Bland dessa återfinns dock även sådant som trasmatta (1981) och benjaminfikus (1985) dvs. nya varor som återspeglar förändrade preferenser och där någon överskattande bias av betydelse knappast finns p.g.a. försenad introduktion. Frågan är nu vilken relativpristrend och vilken vikt dessa produkter uppvisade innan de inlemmades i KPI. Normalt bör man tänka sig att produkterna faller snabbt i pris men med en mycket liten vikt i ett inledande skede innan de blir massprodukter. (1998) tänker sig ett intervall på i fallande relativ-pris. Vi bedömer att den andel som har ett mycket snabbt fallande relativpris, på säg , knappast kan ha en vikt på mer än 0,1–0,. Om så en något större grupp, med säg 0,2–0,av vikten, har ett fallande relativpris på 5– uppstår en bias på mellan +0,03 och +0,08. Vi bedömer att detta är en realistisk storleksordning på detta fel. Men sedan tillkommer det också på en lägre nivå nya produkt- varianter – en ny typ av frukostflingor eller ett nytt charterresemål. Ett exempel i större skala är blåvita varusortiment. På denna nivå är avgränsningen mot kvalitetsförändringar som diskuteras nedan diffus. Man kan säga att när en ny variant tillkommer utan att en annan försvinner så är det ur KPI-synvinkel en ny produkt i och med att en kvalitetsjämförelse inte görs. Ett försök har gjorts att studera omsättningstakten i varusortimentet på det område, där informationen är lättast tillgänglig, nämligen daglig- varuområdet. SCB erhåller filer med i princip fullständig historisk information om alla varuvarianter inom dagligvaruområdet som sålts av de tre dominerande blocken i : ICA, KF och . (Denna information används av SCB primärt för urvalsdragning av varuvarianter för prismätning.) Populationen omfattar inom varje grossist för sig c:a 15000 varuvarianter och mängden synes öka år . Samkörningar mellan intilliggande års varupopulationer visar att andelen nya varukoder rör sig – ett mycket brett intervall som även döljer ändringar i distributionssätt, förpackningsstorlekar m.m. Dock vet vi att även det äkta nytillskottet av varianter är betydande – det räcker att erinra om några exempel som vi alla som konsumenter är väl bekanta med: i) blåvita sortiment och Icas motsvarande lågprismärke (ICA-handlarnas), nya Signumsortiment; alla dessa utökas kontinuerligt, ii) det snabbt ökade utbudet av olika sorters filmjölk, iii) antalet varianter av färdiglagade måltider, iv) innovationstakten vad gäller frukostflingor, v) införandet av koncentrerade och miljövänliga tvättmedel och sist men inte minst vi) sortimentet av etiska och ekologiska produkter. Om man i enlighet med Boskinparadigmet bedömer konsumenternas successiva överflyttning till alla dessa nya varianter som uttryck för ett stort konsumentöverskott så kan detta motivera relativt stora bias- skattningar. Som en övre gräns – säg att av dagligvaruom- sättningen är ny och att konsumenternas betalningsvilja för dessa nya varor låg över det faktiska priset. Vi skulle då få en överskattande bias på för KPI-dagligvaror. Emellertid försvinner också många varor 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 nya varianterna bara svarar för ett par procent av omsättningen . Den undre gränsen för denna bias torde därför ligga neremot en tiondels procent. Om vi antar att denna typ av bias liksom butiksbiasen påverkar av KPI:s totala vikt erhålls ett intervall för den över- skattande biasen på mellan 0,03 och 0,33. En närmare analys av det befintliga dagligvarumaterialet (liksom en del skannerdata), vilket tiden inte räckt till för, borde kunna snäva in detta stora intervall en del. Vi avstår här från att ange en punktskattning utan låter denna bias- komponent ingå i en samlad bedömning nedan avseende kvalitetsför- ändringar och nya produkter. Den mest svårbedömda men sannolikt också största delposten i den bias som vidlåder ett konsumentprisindex är den som beror på de många små förändringar i produkters innehåll och funktion och på det sätt dessa förändringar behandlas av statistikproducenten. Denna bias-källa är på ett komplicerat sätt sammanlänkad med framför allt den bias som beror på nya varianter. Det bör inledningsvis noteras att SCB:s kvalitetsförändringsmetodik inte är enhetlig utan varierar kraftigt från varugrupp till varugrupp. Vi nämner här några av huvudmetoderna: Nästan inga varubyten utförs utan försvinnande varor utesluts ur beräkningen och prisförändringen beräknas över det oförändrade sortimentet. Nya varianter tas in i en ny årslänk utan jäm- förelse bakåt, varigenom en planerad överlappningsmetod tillämpas. Varaktiga varor, hemelektronik, skor, husgeråd m.m. Intervjuarna gör en kvalitetsbedömning vid varubyten under löpande år. I outredd utsträckning tas även nya varianter in i en ny årslänk utan jämförelse bakåt. Hedonisk metod, där 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). En expertgrupp gör kvalitetsvärderingen mellan gammal och ny modell. Ett nytt bilmärke, liksom nya modeller som inte direkt ersätter utgående, tas dock in i en ny årslänk utan jämförelse bakåt. För tjänster som t.ex. restaurangbesök, kollektivtrafik m.m. görs aldrig några kvalitetsjusteringar utan kvaliteten anses oförändrad och nya produkter/varianter/försäljningskanaler tas in i ny länk utan jämförelse bakåt. Låt oss nu åter betrakta bedömningar av kvalitetsförändringsbias men förse dem med motsvarande svenska vägningstal. Tabell 4: Boskin et als (1996) bedömning av bias till följd av kvalitetsförändringar och nya produkter, tillämpad på KPI. Mat (hemma och ute) Boende (inkl. inredning) I tabell 4 redovisar vi vilken bias som skulle bli resultatet av att applicera 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 avser den sammanlagda biasen till följd av såväl nya produkter, nya varianter som hanteringen av kvalitetsförändringar. För dagligvaror angav vi ovan en nyvariantbias på mellan 0,1 och 1. Vi ser att 0,31 snarare ligger i den nedre änden av detta intervall och alltså inte kan betraktas som någon extrem siffra. Vissa av de trender Boskin anger (ökad service) synes dock inte ännu i större utsträckning ha nått . 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. upp-skattade en överskattande bias i KPI på för vitvaror och för radio- TV. En bearbetning av KPI visar att –96 minskade radio-TV-index med i medeltal 2,medan det svenska –98 minskade med 3,. Om man i stället skulle se på ett relativprisindex (radio/TV i förhållande till KPI totalt) visade det på genomsnittliga minskningar med 8,i gentemot 5,i . För vitvaror är dock KPI-talet i , såväl absolut som relativt, högre än det i och denna effekt tar grovt sett ut den motsatta för radio-TV. KPI-vikten är f.n. 0,6–0,för vardera av dessa grupper. Om man alltså tror på bedömningar skulle dessa grupper kunna bidra med en överskattande bias på kanske 1,*3%=0,. För övriga poster inom boende – möbler, husgeråd och telefon – accepterar vi till att börja med Boskins bedömning på bias (se dock reaeffekter nedan) och anser att den väsentligen härstammar från det ökade utbudet av teletjänster. Detta område har en sammanlagd vikt på . Kläder och skor. Vad gäller kläder skiljer sig marknaderna i och troligen inte så mycket åt. Man kan dock känna tvekan inför Boskins värderingar av vad som synes vara ganska marginella förändringar. Utredningar vid SCB visade snarare på en risk för under- skattande bias i SCB:s kläderindex . Detta ledde till en omläggning till hedonisk metod samt korrigering för reaeffekter som eliminerat denna risk. F.n. görs kvalitetsjämförelser vid varubyten inom ramen för definierade plaggtyper. Med Boskinparadigmet som led- stjärna torde det dock allmänt sett föreligga en risk för överskattande bias på en så konkurrensintensiv och dynamisk marknad som den för kläder. Sportklädessortimentet är något som kraftigt utökats, liksom lågprisimporten. Den största risken för bias torde ligga i om representativiteten minskar till följd av nytillkommande plaggtyper. Vi betraktar Boskins skattning som en övre gräns för medan den undre gränsen är noll. Som punktskattning anger vi därför 0,5. Transporter, bilar.