sou · GNB3124 · 2000-01-01 00:00:00 — Här förutsätts att låneandelen lskall hållas som ett uttryck för lika standard med avseende på finansieringssättet. 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). Övriga skatte- och subventionseffekter Andra raden i uttrycket (6) skrevs (6') PT är det för taxeringsåret omräknade bastalet (taxeringsvärdet), och f är fastighetsskattesatsen. F är effekten på boendekostnaden av förmögenhetsskatten: F=w[PW-PT-W]>0, där w är förmögenhetsskattesatsen och PW är deklarationsvärdet vid 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 som utgår till fastigheten. W slutligen är den ytterligare räntekostnad, netto, som upp- står vid stora underskott av kapital: W = (t - t') P(lr - qp)+ E c - - l)r - - (t - t')E c - I c - P(1 där tär den skattesats, f.n. (0,21), som tillämpas på den del av ett underskott som överstiger brytpunkten för reducerad skatte- reduktion för underskottsavdrag B (f.n. 100tkr), Ic är andra beskatt- ningsbara kapitalinkomster och Ec är andra avdragsgilla kapitalutgifter. Båda delarna av uttrycket är var för sig betingade av ett underskott större än B (bortfaller annars). Den första delen av uttrycket är merkostnaden vid bostadskonsumtion och den andra delen av uttrycket är merkostnaden vid ej bostadskonsumtion. Skillnaden utgör mer- kostnaden av bostadskonsumtion. Bedömning av biasrisker i konsumentprisindex (KPI) I denna rapport görs en genomgång av den internationella debatten om systematiska fel i KPI samt görs en motsvarande bedömning av biasens storlek i det svenska KPI. Det centrala dokumentet i denna debatt är naturligtvis den s.k. huvudbetänkande (Toward a of the Cost of Living, Boskin et al, 1996) där bedömningen görs att KPI har en överskattande bias på 1,(indexenheter) . Föreliggande rapport har två huvudavdelningar. I den första sammanfattas den internationella debatten i och annorstädes. I den andra avdelningen görs en motsvarande genomgång av KPI. – Boskin et al (1996) Som utgångspunkt för biasbedömningarna tar Boskin et al det faktum att KPI skall skatta ett levnadskostnadsindex med följande formulering. The change in the cost of living between two periods, for example 1975 and 1995, tells us how much income people would have needed in 1975, given the prices of goods and services in that year, to be at least as well off as they are in 1995 given their income and services available then. (sid. 1) Därutöver görs t.ex. följande förtydliganden: En s.k. superlativ indexformel anses utgöra en utmärkt approximation av det index som skulle erhållas vid en fullständig kunskap om konsumenternas preferenser (sid. 23) . Vad gäller aggregeringen över konsumenter påtalas att dessa har olika preferenser och att det är problematiskt att tala om en genom- snittlig eller en representativ konsument. (sid. 30) Detta problem nämns dock endast i samband med en diskussion om värderingen av nya produkter och butiker. När kommissionen övergår till att diskutera och evalvera de olika felkällorna måste man dock tolka bedömningarna som avseende någon slags medelkonsument. Alternativt anser man att skillnaden i utfall inte skiljer sig väsentligt mellan olika individer och grupper. Det bör dock observeras att inget försök görs att mer exakt precisera den variant av teoretiskt levnadskostnadsindex som avses mätas genom KPI. Kommissionen identifierar fyra typer av bias: Substitutionsbias på hög nivå Vad gäller substitutionsbias på hög nivå avses förskjutningar i konsumtionens fördelning mellan 207 produktstrata och 44 geografiska områden i . Bias avser här konsumenternas av index obeaktade substitution av produkter som ökat mer i pris mot sådana som ökat mindre. För att ge en uppfattning om detaljeringsnivån i produktstrata kan nämnas strata som koladrycker respektive andra kolsyrade drycker, pojktröjor respektive pojkskjortor samt kollektivresor inom städer respektive taxiresor. Det rör sig alltså i viss utsträckning om produkt- grupper mellan vilka efterfrågeelasticiteten kan förväntas vara hög. Kommissionens bedömning av storleken på denna bias vilar entydigt på BLS-beräkningar som jämför ett Laspeyresindex med denna nedbrytning med ett superlativt index (dock med månadsbas) som kan beräknas i efterhand. Enligt de senaste bedömningarna är denna bias över tidsperioden –1995 i genomsnitt 0,15 (se t.ex. , 1997). Substitutionsbias på låg nivå. BLS använder genomgående sannolikhetsurval för att bestämma vilken produktvariant i vilket försäljningsställe som skall prismätas. Den formel som skall skattas är även på denna nivå ett Laspeyresindex. Till följd av de ofta mycket höga efterfrågeelasticiteter och effekter av sådana som uppstår mellan närliggande produktvarianter i samma eller närliggande butiker samt de stora prisvariationer som betingas av säsongeffekter och kortvariga kampanjer så har det skattade Laspeyres-indexet en avsevärd bias på denna nivå. Moulton och Smedley (1995) skattade denna bias till 0,49. modifieringar av BLS-metoden hade vid tiden för publicering reducerat den till 0,25. (Genom en beslutad övergång till geometriskt medelvärde bedöms denna bias försvinna .) Nya produkter och kvalitetsförändringar Detta är den största och 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: bedömningar av bias till följd av kvalitetsförändringar och nya produkter. Bidrag till total bias (avseende 1996) Mat (hemma och ute) 1 Skillnaden mellan dessa bägge siffror beror sannolikt på att kommissionen även anser att vikten för hälsovård borde vara högre. Här skall kort sammanfattas den diskussion som ledde fram till de i tabellen redovisade bedömningarna. Kommissionen hänvisar till kvalitetshöjningar till följd av (i) nya varuvarianter (se t.ex. Hausman, 1996, studie av en ny typ av frukostflingor), (ii) ökad tillgång på färsk frukt och grönsaker , (iii) en trend mot mer tjänster i stormarknaderna som eliminerar behovet av att åka till små specialbutiker, särskilt färsk fisk-marknader och delikatessdiskar, (iv) den genomgående stora ökningen i sortimentet samt (v) ökad variation och bekvämlighet vad gäller utemat (både och lyxrestauranger nämns särskilt). Retoriskt ställs frågan: How much would a consumer pay to have the privilege of choosing from the variety of items available in todays supermarket in-stead of being constrained to the much more limited variety available 30 years ago? Svaret ges av kommissionen: 5–mer för mat hemma. Motsvarande resonemang för utemat ger svaret för denna produktgrupp. Genom att dividera dessa skattningar med 30 (år) erhålls den årsvisa biasen. Här ingår hyr- och ägarbostäder (i mätta genom en hyresekvivalentmetod), men även bränsle, el och tele, möbler, vitvaror, radio-TV m.m. Vad gäller själva bostaden bygger kommissionens bedömning på en jämförelse av hyran per bostadsenhet med kvalitetsutvecklingen mätt som bostadsyta, antal badrum, simbassänger, fri parkering, klimat (fler lägenheter i Södern), luftkonditionering m.m. Man finner då att hyran per lägenhet ökat snabbare än KPI men att kvaliteten ökat betydligt mer. En förbättring ger en bias på 0,25 för själva bostaden. Bland övriga poster inom boende krediteras särskilt kabel-TV, möbler och telefontjänster med en kvalitetshöjning eller . För vitvaror och radio-TV bygger bedömningen på (1990) som med hjälp av modelljämförelser byggda på konsumentrapporter skattade biasen –83 till 2,83 för vitvaror och 4,69 för radio- TV. Med hänsyn även till nya produkter som video m.m. skattar kommissionen denna bias till hela 5,6 för åren 1994–1996. Den utifrån ovanstående bedömningar sammanvägda biasen för boendeposten blir så 0,37. Kommissionen accepterar inte den vanliga uppfattningen att det inte ägt rum någon kvalitetsutveckling vad gäller kläder. Man nämner förbättringar som denim jeans och shorts (? ), avancerade löpar- skor, strykfria tyger och lätta regnkläder. Biasbedömningen bygger på en jämförelse mellan och katalog (en postorderfirma) i vilken identiska varor jämförts . Man fann då att KPI ökade 1,snabbare än Sears priser trots att förlorade marknadsandelar. Trots detta nöjer sig kommissionen med den konservativa skattningen på bias. De stora posterna här är nya och begagnade bilar, bensin, bilunderhåll, bilförsäkring samt kollektiva transporter av vilka flygresor är störst () i . För nya bilar anser kommissionen att deras ökade livslängd, , har sänkt den årliga användarkostnaden med 16,eller ett årligt medelvärde på 0,. Den större delen av denna sänkning skall ha inträffat under periodens tidigare del men 0,anses vara den nivå som gäller och det blir följaktligen skattningen av bias . På för mig oklara grunder blir skattningen av biasen för begagnade bilar 1,med en hän-visning till livslängdsbiasen för nya bilar. För övriga bilkostnader antas en mycket liten bias och för kollektiva transporter sätts biasen till 0 (den ansågs dock vara starkt positiv 1972–82 p.g.a. att rabatterade resor ej beaktades). Detta är den post som enligt Boskin et al har allra största 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 (en vårddag på ett sjukhus eller en operation). Dessutom anser Boskin et al att vikten för hälsovård borde motsvara hela den samhällsekonomiska kostnaden och inte bara den som betalas direkt av konsumenten. De mycket stora förbättringarna i behandlingen av vissa sjukdomar borde med detta synsätt ha påverkat hälso- vårdsindexet. Ingen bias anses föreligga för tidningar och tid- skrifter. Sportutrustning och leksaker anses däremot vara behäftad med en bias som bara är något mindre () än den för kapitalvaror. Denna bias anses härröra helt från elektroniska spel för vilka biasen för persondatorer på anses vara applicerbar. För tjänster som motion och inträdesavgifter antas ingen bias trots ökningen i komforten vid besök på idrottsevenemang. Finansiella tjänsters kvalitet anses ha ökat , annars antas ingen kvalitetsökning. Kommissionen hänvisar på denna punkt till BLS-beräkningar som skattar denna bias till 0,25 för vissa livsmedel och bensin. Denna bias anses kunna beröra totalt av KPI:s vikt och alltså leda till ett biasbidrag på 0,10 för hela KPI. Denna komponent representerar skillnader i prisnivå mellan i urvalet nytillkomna och utgående butiker. dock att hela denna skillnad inte betraktas som bias utan bara en del av den, resten är kvalitetsskillnad mellan butiker.) Man kan möjligen fråga sig vad distinktionen mellan denna felkälla och substitutionsbias på låg nivå är. Den senare får dock anses vara enbart en följd av den använda aggregeringsformeln medan nya butiker avser förskjutningar i butikspopulationen. Tabell 2 nedan redovisar kommissionens sammanlagda bedömning. Tabell 2: Sammanlagd bias i KPI enligt Boskin et al (1996) Substitutionsbias på hög nivå Substitutionsbias på låg nivå Nya produkter och kvalitetsförändringar 1,10 (rimligt intervall: 0,8-1,6) I BLS (1997) ger den myndighet som producerar KPI sitt officiella 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. 1.BLS anser att vikten för hälsovård är korrekt och följer normal KPI- praxis att utesluta tjänster som ej betalas ur konsumenternas egen ficka. 2.BLS accepterar kommissionens bedömning av substitutionsbiasen på hög nivå. 3.BLS ifrågasätter däremot storleken av substitutionsbiasen på låg nivå. Kommissionens bedömning anses vila på 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 sanna indexet. 4.BLS anser att kommissionens skattning av bias till följd av nya butiker är en övre gräns för det möjliga felet i och med att det bygger på antagandet att nya butiker har samma kvalitet som gamla. Dessutom anser man att extrapoleringen av Reinsdorfs (1993) skattningar till andra produktgrupper saknar grund. 5.Vad gäller kvalitetsförändringar hänvisar BLS till att börja med till det faktum att de av byrån faktiskt företagna justeringarna implicerar en genomsnittlig kvalitetshöjning med 1,(1,över grupper som representerar av vikten) över hela KPI. KPI- ökningen utan kvalitetsjusteringar hade varit 1,större . 6.I ett appendix ges två empiriska motexempel till kommissionens bedömningar som ifrågasätter dess kalkyler för färsk frukt och grönsaker samt bensin. 7.BLS anser att kommissionens uppgift om ökningen av lägen-heternas genomsnittsyta är felaktig och överskattad. Hela den skattade biasen för bostad försvinner med detta. 8.Vad gäller bilar påpekar BLS att en del av deras företagna kvalitetsjusteringar faktiskt avser aspekter som är relaterade till bilarnas livslängd. 9.För kläder anser BLS det vanskligt att göra bedömningar grundade på identiska varor. Speciellt påpekar man att prisförändringar för många varor görs just i samband med införandet av en ny modell. 10.BLS påpekar att hälsovård är en mycket heterogen grupp. Här ingår även sådant som tandläkeri, optik, psykologer m.m. där kvalitets- 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 ej tillämpat någon väldefinierad metod för sina skattningar. 12.Kommissionen har inte tittat på faktorer som skulle kunna medföra underskattningar av index. Som exempel nämns lägre komfort vid flygresor samt försämrad kvalitet i den högre utbildningen. Dessa antyds eventuellt vara av större betydelse än det av kommissionen beaktade införandet av automatiska kreditkortsläsare vid bensin- stationerna. 13.Den ibland tillämpade metoden att länka bort hela prisför- ändringen vid ojämförbara varubyten riskerar också att leda till underskattning. De två riksbanksekonomerna (1996) gör en självständig bedömning av KPI-bias som leder till ungefär samma kvantitativa slutsats som kommissionen – strax under 1,0 totalt men 272 Bilaga 6 SOU 1999:124 lägre för nya varor och kvalitetsförändringar. (De tillämpar rena intervallskattningar i stället för punktskattningar vilket försvårar jämförelsen en del.) (1995) gör i princip samma bedömningar som kommissionen. (1995) anser att tillväxten underskattats (och prisökningarna därmed överskattats) med 2–i p.g.a. det oupp- mätta konsumentöverskott som är en följd av nya produkter, produkt- varianter och försäljningskanaler. Bedömningen grundas på en produktområdesvis genomgång av ekonomin. (1997) delar däremot i huvudsak BLS bedömning och ifrågasätter hela analysen av kvalitetsbias. Han erkänner substitutions- biasen men menar att dess komponenter inte är additiva utan överlappande. (1996) ifrågasätter också kommissionens bedömningar vad gäller kvalitetsförändringar. Nordhaus2 (1998) erinrar om sina tidigare utredningar om priset på ljus. Dessa implicerar en ljusbias på 3,i ett KPI som skulle kunna extrapoleras till ett antal liknande tectonic shifts. Han diskuterar så ett utvidgat levnadskostnadsindex som inkluderar arbetsgivarfringisar, socialförsäkringsskatter och sociala regleringar som ökar trygghet och säkerhet. Han redovisar en kalkyl som leder fram till att den minskade dödlighetens värde för konsumenterna i motsvarade en ökad konsumtion på 1,. Sist men inte minst visar han en analys som jämför ökningen i hushållens faktiska medianinkomst med en undersökning där ett urval hushåll fått svara på frågan om de tycker att de fått det bättre eller sämre . Ur denna analys härleder han en KPI-bias på 0,5–2,5 . I ett svar – Boskin et al (1998) – går kommissionsledamöterna i 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 men påpekar att vissa nya indicier kan tyda på att den kan vara ytterligare någon tiondel högre. 2 Nordhaus har också en mycket stark tilltro till den ekonomiska vetenskapens kraftfullhet för prismätningssyfte: Price indexes are one of the great inventions 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) BLS har i praktiken genomfört en rad åtgärder för att komma till rätta med biasproblemet, vilka redovisas i (1999). Han upp- skattar ändå den därefter återstående biasen till 0,5. Några reflektioner kring Boskinrapporten Bedömningarna av substitutionsbias står på fastare grund än de av kvalitetsförändringsbias. Grovt sett förefaller BLS godta drygt halva skattningen, alltså ungefär 0,6 men detta sägs inte explicit. inför BLS det geometriska medelvärdet vilket beräknas minska KPI med c:a 0,25 . I Boskin et al (1998) formuleras något som skulle kunna kallas Boskinparadigmet för prismätning. Jag väljer denna drastiska term eftersom jag upplever att det är fråga om en ideologisk/filosofisk föreställning, vars vetenskapliga grund inte är självklar. Jag illustrerar den här med några citat: New products are being introduced all the time and existing ones improved, while others leave the market. ...As we have become richer, demand has in-creasingly shifted to services away from goods and to characteristics of goods and services such as enhanced quality, more variety and greater convenience. Technology and entrepreneurship provide these characteristics. (sid 5, vår kursiv) the shift of consumers to purchases from discounters does not show up as a price decline even though consumers reveal by their purchases that the price decline more than compensates for the potential loss of personal services (sid 9) Even though we will never precisely measure the value of the invention of, say, the jet airplane, as economists we know the consumer surplus triangles are positive, not zero (sid 16, förf. kursiv) Boskinparadigmet säger alltså i stora drag att: När konsumtionen i en fri marknadsekonomi med teknologisk utveckling förskjuts från en produkt/butik till en annan produkt/butik så uppstår ett konsument- överskott som i ett KPI skall tolkas som att nettot mellan kvalitets- och prisändring är positiv för konsumentmajoriteten och som därför skall föranleda en justering av den uppmätta prisförändringen neråt. Det synsätt som detta paradigm representerar kan inte sägas prägla det som prisstatistiker traditionellt arbetar efter. Detta leder osökt in på frågan om det finns någon värderingsfri mätning. Bör ovanstående synsätt anses vara vetenskapligt belagt och därmed kunna läggas till grund för prismätningar eller är det snarare 274 Bilaga 6 SOU 1999:124 fråga om en ideologiskt betingad, marknadsliberal föreställning som inte bör få påverka officiell statistik? Biasutredningar avseende andra länders KPI (1993), en riksbanksekonom, anger tre källor till bias. Varusubstitution, vilket grovt sett är identiskt med substitutionsbias på hög nivå, anses var behäftad med en bias mellan 0,1 och 0,2 och troligen närmare 0,1. Uppskattningen grundas, liksom i de amerikanska skattningarna på jämförelser med superlativa index i efterhand. För nya produkter görs först bedömningen att de svarar mot högst 0,av konsumtionen under ett givet år. Om deras relativa pris- minskning är (») skulle den årliga biasen kunna bli högst 0,, vilket leder till slutsatsen att biasen kan vara högst 0,1 . Vad gäller kvalitetsbias faller tillbaka på (1990) skattningar för varaktiga varor i . Han antar en kvalitetsförbättring på för dessa vilket skulle ge en bias på högst 0,, enär vikten för varaktiga varor i är . Vad gäller butikssubstitutionsbias görs en empirisk genomgång av förskjutningen mellan olika slags butiker. Högst av konsumtionen inom berörda KPI-områden (som i sin tur antas vara högst av hela KPI) anses förskjutas mot lågprishandlare . Med en pris- nivåskillnad skulle biasen kunna bli högst 0,02*0,4*0,1=0,. Därutöver gör en jämförelse mellan alternativa metoder att beräkna egnahemsposten. Den officiella metoden (som betecknas som money outlays) liknar i mycket den svenska, som dock också inkluderar eget kapital. Han jämför denna med en alternativ metod som betecknas som rental equivalence och där hyresbostädernas hyres-utveckling imputeras. Han finner då att den officiella metoden ligger 0,över den alternativa i genomsnitt , vilket skulle kunna tolkas som en bias i den officiella metoden men lika gärna som en motsatt bias i den alternativa metoden. Den sammantagna bedömningen blir att en överskattande bias i KPI är mindre än 0,och mycket väl kan vara nära 0 under många perioder. I en senare rapport – (1998) – bedöms biasen till 0,5 som förväntat värde och högst 0,7. Hans skattning fördelar sig i fem delar: 1.substitutionsbias på hög nivå (0,1), 2.nya produkter (0,1–0,15), 3.nya varianter ( brands; 0,1–0,15), 4.kvalitetsbias (0,1–0,2) samt 5.butiksbias (0,07–0,1). Biasen för nya produkter anses väsentligen härröra från varaktiga varor (vitvaror och hemelektronik), och den för nya varianter är en grov bedömning. Vad gäller varaktiga varor utgår han dels från (1990) beräkningar för men noterar också att det finns en under- skattande bias för hyror och kanske kläder. Två rapporter om bias i Retail Prices Index (RPI) föreligger – Oulton (1993) och (1996). Oulton förefaller representera det brittiska medan är riksbanksekonom. Oultons genomgång är bland de första i raden av biasutredningar och föranleddes av tidiga, mycket grova antydningar från ekonom- och riksbankshåll om en möjlig, stor KPI-bias på flera procent. Liksom finner han att skattningar för varaktiga varor skulle motsvara en bias på 0,2. Han tror att butiksbiasen är mindre eftersom den brittiska detaljhandeln har ändrats mindre än den amerikanska. Han konstaterar som ett sammanfattande omdöme att de flesta av de möjliga biasriskerna är överskattande men att han inte funnit några tecken på en överskattning på så mycket som . är mer detaljerad i sin genomgång. Substitutionsbiasen på hög nivå bedöms utan underliggande kalkyler till 0,05–0,. Butiksbiasen sätts till 0,2 (0,1–0,25) bedömd efter en analys av för- skjutning av marknadsandelar för olika butikstyper. Liksom Oulton applicerar han skattningar på de av RPI som avser varaktiga varor och finner att biasen blir 0,2–0,3. För nya produkter får han fram ett mycket stort intervall – från 0,0 till 0,. Intervallet för total bias blir sålunda från 0,till 0,. Lequiller (1997) präglas starkt av statistikproducentens perspektiv (författaren var vid skrivandet ansvarig chef för de franska KPI-beräk- ningarna) till skillnad från mikro-ekonomiska utgångspunkt. Han går igenom de olika felkällorna och gör följande bedömningar: Eftersom tillämpar ett årskedjat index med vikter så anser Lequiller att substitutionsbiasen på hög nivå är för- sumbar eller ickeexisterande. Denna slutsats motiverar han ytterligare med en studie som visar att ett fastbasindex för skulle öka mer än det kedjade indexet. Denna studie omfattade de 295 produktgrupper som utgör den högsta aggregeringsnivån.3 På mellannivån uppdateras inte vikterna . Detta föranleder en gissning om en substitutionsbias på 0,05–0,10 på denna nivå. På den lägsta nivån, de elementära aggregaten, används fasta vikter.