sou · GOB310d2 · 2001-01-01 00:00:00 — I nuvarande taxeringsmodell ger förekomst av bastu 2 standardpoäng medan förekomst av kakel i badrummet ger 1 standardpoäng, d.v.s. bastu ges det dubbla värdet. I förhållande till den hedoniska modellen överskattar således nuvarande taxeringsmodell förekomst av bastu i förhållande till förekomst av kakel i badrummet. För nuvarande system handlar det om att utvärdera standard- poängsättningen för inte mindre än 47 olika värdefaktorer. En sådan ut- värdering skulle bli alltför omfattande om alla värdefaktorers standardpoäng skulle jämföras med varandra. Vid utvärderingen har vi därför i huvudsak valt att studera om standardpoängsättningen inom respektive standardgrupp (Exteriör, Sanitet, Kök, Energihushållning och Övrig interiör) är rimlig. Dessutom koncentrerar vi oss enbart på de fall där anmärkningsvärt stora skillnader förekommer. För standardgruppen Exteriör visar resultaten att fasadmaterialet är mer betydelsefullt än vad poängsättningen i nuvarande taxeringsmodell anger. En fasad i stenmaterial ger högre marknadsvärde än exempelvis förekomsten av dubbelgarage. I nuvarande taxeringsmodell gäller det omvända. Förekomsten av dubbelgarage ger 4 poäng medan förekomsten av fasad i stenmaterial ger 3 poäng. Förekomsten av dubbelgarage värderas i nuvarande taxeringsmodell fyra gånger högre än förekomsten av enkelgarage i källare. Den hedoniska modellen indikerar att förekomsten av dubbelgarage endast värderas ungefär dubbelt så högt som förekomsten av enkelgaragei i källare. Stomme i betong eller stenmaterial ger i nuvarande taxeringsmodell 1 standardpoäng medan en stomme i trä ger 0 poäng. Den hedoniska modellen indikerar att det i princip inte är någon skillnad i värde på fastigheter med stomme av betong/stenmaterial och trä. En möjlig förklaring till detta resultat är att hus med trädstomme är lättare att bygga om och till. En annan förklaring kan vara att trähus anses vara charmigare och därmed betingar förhållandevis höga priser i förhållande till stenhus trots att de senare sannolikt har en större livslängd. Den hedoniska modellen indikerar att det inte är någon skillnad i marknadsvärde mellan hus med tak av betongpannor, oglaserat tegel eller plåt och hus med tak av skiffer, kopparplåt eller glaserat tegel, allt annat lika. I nuvarande taxeringsmodell ges hus med de senare kategorin tak 2 standardpoäng medan hus i den första kategorin ges i1 standardpoäng. För standardgruppen Sanitet visar resultaten att förekomsten av 2 eller flera bad/duschrum i bostadsplan övervärderas i nuvarande taxeringsmodell. Förekomsten av endast ett bad/duschrum i bostadsplan ger 1 poäng och förekomsten av två eller flera bad/duschrum i bostadsplan ger 3 poäng, d.v.s. förhållandet mellan de båda värdefaktorerna är 1 till 3. I den hedoniska modellen är förhållandet mellan marginalpriserna för dessa värdefaktorer bara 1 till 1,3. Den hedoniska modellen indikerar också att husköparna fäster mycket större vikt vid tillgången till året-runt-vatten än vad standardpoäng- sättningen i nuvarande taxeringsmodell indikerar. Den hedoniska modellen indikerar att husköparna värderar tillgången till året-runt-vatten dubbelt så högt som tillgången till dubbelgarage. I nuvarande taxeringsmodell ger förekomsten av året-runt-vatten endast 3 poäng medan förekomsten av dubbelgarage ger hela 4 poäng, vilket är det högsta antal poäng som utdelas (eftersom förekomst av dubbelgarage ger flest antal standardpoäng i nuvarande modell är det här på sin plats med en jämförelse mellan standardgrupperna). Förekomsten av wc ger endast 1 poäng i nuvarande taxeringsmodell. I den hedoniska modellen är marginalpriset för wc mer än dubbelt så högt som marginalpriset för bastu. Både i nuvarande taxeringsmodell och i den hedoniska modellen ger innehav av diskmaskin och spis med keramisk spishäll med separat ugn i arbetshöjd höga standardpoäng respektive marginalpriser (dessa vädefaktorer återfinns under standardgruppen Kök). För de andra värde- faktorerna är dock skillnaderna stora. I nuvarande taxeringsmodell ger före- komst av inbyggd diskmaskin och frys om 2 standardpoäng vardera. Förekomst av spis med minst tre plattor med ugn alternativt spishäll med ugn ger 1 standardpoäng. I den hedoniska modellen är marginalpriset för inbyggd diskmaskin nästan fyra gånger högre än marginalpriset för frys om . Marginalpriset för spis med minst tre plattor med ugn alternativt spishäll med ugn är nästan högre än marginalpriset för frys om . I den hedoniska modellen ger förekomst av kök ett förhållandevis litet marginalpris i förhållande till marginalpriserna för de olika inrednings- detaljerna. Detta tyder på att de senare till stor del fångar upp just före- komsten av kök. I nuvarande taxeringsmodell ger förekomst av kök 3 standardpoäng. För standardgruppen Energihushållning visar resultaten att förekomsten av el undervärderas i nuvarande taxeringsmodell. Man kan dessutom fråga sig varför byte av elsystem ges fler standardpoäng än förekomsten av elsystem. Den hedoniska modellen indikerar att det omivända borde gälla. I den sista standardgruppen Övrig interiör ger i nuvarande taxerings- modell en gillestuga på 10-15 kvm 1 standardpoäng medan en gillestuga om minst 15 kvm ger 2 standardpoäng. Den hedoniska modellen indikerar att förekomsten av gillestuga ökar marknadvärdet med i genomsnitt men att storleken på inte har någon avgörande betydelse. Förklaringen till detta är förmodligen att storlek redan är inräknad i bostadsytan. Den högsta standardpoäng som ges i nuvarande taxeringsmodell är fyra poäng och den minsta poäng som ges är noll poäng. Inga halvpoäng ges. De skattade hedoniska prisfunktionerna indikerar emellertid att det finns en betydande variation i marginalpriserna som inte låter sig fångas upp av en poängskala från noll till fyra poäng. För ett genomsnittligt hus kanske denna lilla variation i poängsättningen inte är ett så stort problem, men precisionen i basvärdena för hus som avviker från genomsnittet skulle sannolikt kunna förbättras om poängsättningen differentierades i större utsträckning. Denna egenskap hos nuvarande taxeringsmodell är sannolikt en förklaring till varför precisionen i den hedoniska modellens basvärden är bättre i en majoritet av de studerade regionerna. Vid tidigare fastighetstaxeringar () tog man inte på samma sätt som hänsyn till fastigheternas standard utan husen delades in i nio olika standardklasser. Detta system kritiserades för att vara alltför trubbigt eftersom vissa fastigheter riskerade att hamna mellan de fördefinierade klasserna. Den begränsade poängindel- ningen i befintlig taxeringsmodell är en variant av samma problem även om problemets omfattning är långt mindre. Prisskillnad mellan permanent- och fritidsbostäder i jämförbara lägen Utredningen skall särskilt undersöka om det bland de överlåtelser som skett finns någon signifikant skillnad i överlåtelsepriser mellan permanent- och fritidsbostäder i jämförbara lägen. Det är emellertid oklart hur denna fråga skall uppfattas. Om två identiska hus A och B som också ligger bredvid varandra i helt jämförbara lägen säljs, finns det ingen anledning att förvänta sig på en väl fungerande fastighetsmarknad att hus A som säljs för fritidsboendeändamål skall betinga en annorlunda köpeskilling än hus B som säljs för permanentboendeändamål. Det är standardskillnader på hus i jämförbara lägen som bör förklara prisskillnader mellan hus, inte vad husen används till. Resultaten visar att det för riket i genomsnitt bara skiljer mellan fritids- och permanentbostäder då hänsyn, så långt det är möjligt, tagits till standardskillnader. Fritidshus betingar således ett marginellt lägre pris än permanentbostäder. Att fritidsbostäder överhuvudtaget i genomsnitt betingar ett något lägre pris än permanentbostäder kan bero på att vi med nuvarande uppsättning värdefaktorer inte till fullo lyckas fånga skillnaden i standard mellan permanentbostäder och fritidsbostäder. Dessa resultat stöder teorin att man inte bör förvänta sig någon prisskillnad mellan permanent- och fritidsbostäder med likvärdig standard och i jämförbara lägen. 1Taxeringsvärdenas precision - beskrivande statistik 1.1Definition av bas- och taxeringsvärden I Fastighetstaxeringslagen (FTL) görs en åtskillnad mellan basvärde och taxeringsvärde. Enligt 5 kap. 2 § skall basvärdet bestämmas till det belopp som motsvarar av taxeringsenhetens marknadsvärde. Enligt 3 § avses med marknadsvärdet det pris som taxeringsenheten sannolikt betingar vid en försäljning på den allmänna marknaden. Enligt 4 § skall marknadsvärdet bestämmas med hänsyn till det genomsnittliga prisläget före det år då allmän fastighetstaxering av taxeringseniheten sker. Vid omräkning bestäms taxeringsvärdet genom att det för enheten gällande basvärdet, som fastställs vid allmän eller särskild fastighets- taxering, omräknas. Omräkningen sker genom att värderingsenheternas basvärden multipliceras med ett fastställt omräkningstal. Omräkningstalet skall bestämmas så att det genomsnittliga förhållandet mellan taxerings- värdena och marknadsvärdena blir 0,75 inom ett så kallat pris- utvecklingsområde. Omräkningsförfarandet infördes för att taxeringsvärdena bättre skall avspegla marknadsvärdet mellan de allmänna fastighets- taxeringarna som sker . För småhus skedde den senaste allmänna fastighetstaxeringen . De basvärden som fastställdes baserades på försäljningspriserna för fastigheter som såldes och på information om de enskilda fastigheterna. Försäljningarna användes för att få mer information. Dessa priser viktades dock ner i förhållande till priser. Taxeringsvärdena för baserades på de fastställda basvärdena multiplicerade med de omräkningstal som fastställdes för . Omräkningstalen för byggde på försäljningsprisernas utveckling mellan och . Omräkningstalen för byggde på försäljningsprisernas utveckling mellan och . 1.2Hur skall precisionen i bas- och taxeringsvärdena testas? I massmedia har refererats till undersökningar där taxeringsvärdenas precision testats genom att för enskilda hus jämförts med enskilda taxeringsvärden. Man har konstaterat att taxeringsvärdet i många fall inte utgör av köpeskillingen och drar slutsatsen att systemet är godtyckligt. Det bör i detta sammanhang påpekas att en fastighets köpeskilling i de flesta fall inte är identisk med dess marknadsvärde. Marknadsvärdet definieras som det mest sannolika priset vid en försäljning under normala förhållanden på den allmänna fastighetsmarknaden. Ett pris är resultatet av en faktisk händelse varvid en rad olika slumpmässiga förhållanden spelat in. Om en och samma fastighet hypotetiskt skulle säljas ett antal olika gånger skulle med största sannolikhet de noterade köpeskillingarna variera.2 Skillnaderna kan förklaras t.ex. med att köpare och säljare har olika information, varierande erfarenhet av fastighetsaffärer och olika preferenser under i övrigt likadana förutsättningar.3 Den genomsnittliga köpeskillingen för dessa hypotetiskt upprepade köp är den mest sanniolika köpeskillingen. Det bör också påpekas att det är basvärdet som skall utgöra av taxeringsenhetens marknadsvärde. Taxeringsvärdet som utgör det omräknade basvärdet skall enligt FTL i genomsnitt utgöra av marknadsvärdet inom ett prisutvecklingsområde. Eftersom en fastighets köpeskilling i praktiken inte nödvändigtvis sammanfaller med fastighetens mest sannolika marknadsvärde är det omöjligt att utvärdera om dagens regler för fastighetstaxering leder fram till avsett resultat genom att jämföra enskilda basvärden med enskilda . En rimligare metod, som också används i detta avsnitt, är att undersöka om basvärdet för en grupp av fastigheter i genomsnitt återspeglar marknadsvärdet. Med denna metod kan också en variation kring detta genomsnittsvärde räknas fram. Målet för en massvärderingsmodell är att denna variation enbart skall återspegla den naturliga variation som följer av att köpeskillingen av olika skäl inte sammanfaller med marknadsvärdet. Detta mål går sannolikt aldrig att uppnå men om alternativa modeller kan Fastighetsvärdering - grundläggande teori för en utförligare beskrivning av distinktionen mellan mardknadsvärde och köpeskilling. 3 Dessutom förekommer i vissa fall att den på köpekontraktet uppgivna köpeskillingen är lägre än den faktiska om dellikvid i form av till exempel överlåtelse av hyreskontrakt föreligger. användas som alla i genomsnitt träffar rätt, bör den modell som ger lägst variation användas. Om resultaten visar att basvärdet för en viss grupp av fastigheter i genomsnitt utgör av marknadsvärdet innebär inte detta att basvärdet utgör av marknadsvärdet för varje enskild fastighet. Tyvärr är det omöjligt att utan osäkerhet fastställa huruvida basvärdena faktiskt utgör av marknadsvärdet för varje enskild fastighet. Detta skulle inte ens kunna åstadkommas genom individiuella värderingar. Även om det är ointressant att jämföra enskilda med enskilda basvärden är det intressant att studera hur köpeskillingarna systematiskt förhåller sig till basvärdena för en större grupp av fastigheter. I en sådan studie kan man upptäcka eventuella systematiska felaktigheter i taxeringen. Om dessa rättas till, leder det till en förbättrad precisionen även i de enskilda fallen. För att möjliggöra de statistiska beräkningarna i denna bilaga gavs SCB i uppdrag att samköra med Fastighetstaxerings- registret. I registreras samtliga överlåtelsepriser på småhus och uppgifter som förvärvsdatum m.m. Överlåtelsepriserna i är de som registreras vid tingsrätterna i samband med att köpekontrakten lämnas in för ändring av lagfartsförhållanden. I registreras all den information som småhusägarna lämnar om sina fastigheter i samband med den allmänna fastighetstaxeringen. Dessa uppgifter inkluderar bland annat information om husets storlek, tomtstorlek och uppgifter om husets övriga standard. Precisionen i de basvärden som fastställdes bör testas med försäljningsstatistik , inte , eftersom basvärdena skall återspegla prisnivån . Figur 1-1 visar hur kvoten mellan basvärde och köpeskilling (BK-kvoten) fördelar sig över samtliga småhusförsäljningar . Frekvensfördelningen är koncentrerad kring en kvot på 0,766 (se också Tabell 1-1) men det finns ett betydande antal observationer som avviker kraftigt från detta värdie. Figur 1-1: BK-kvoter -frekvensfördelning Frekvens i procent 3,00 Figur 1-2 visar samma datamaterial som Figur 1-1 fast presenterad i form av en ackumulerad frekvensfördelning. Figur 1-2: BK-kvoter - ackumulerad frekvensfördelniBng Ackumulerad frekvens i procent Figuren visar att det finns många observationer (husförsäljningar) där BK- kvoten avviker kraftigt såväl uppåt som nedåt från 0,75. Exempelvis ser man i figuren att för ca. av husförsäljningarna utgör basvärdet av köpeskillingen och för ca. av husförsäljningarna utgör basvärdet iav köpeskillingen. Utan ett närmare studium av de fall där basvärdet avviker kraftigt från av den observerade köpeskillingen (exempelvis genom individuella värderingar) är det svårt att avgöra om detta, som vid en första anblick kan verka stötande, har orsakats av att basvärdena är felaktiga och/eller av att de observerade köpeskillingarna av någon anledning avviker nedåt eller uppåt från marknadsvärdena. Även om man inte bör förvänta sig att alla enskilda BK-kvoter skall vara 0,75 bör man förvänta sig att den genomsnittliga BK-kvoten i alla värdeområden med ett tillräckligt stort antal husförsäljningar skall vara 0,75. Vad visar det statistiska underlaget? Figur 1-3: På värdeområdesnivå genomsnittliga BK-kvoter - ackumulerad frekvensfördelning, minst 10 försäljningBar. Ackumulerad frekvens i procent Figur 1-3 visar den ackumulerade frekvensfördelningen för genomsnittliga BK-kvoter på värdeområdesnivå. Enbart värdeområden med minst 10 försäljningar är inkluderade. Av diagrammet framgår att det finns ett betydande antal värdeområden där den genomsnittliga BK-kvoten inte är 0,75. Den lägsta genomsnittliga BK-kvoten är 0,32 och den ihögsta 1,32. Man kan fråga sig om 10 försäljningar är ett tillräckligt stort urval för att fastställa marknadsvärdenivån för ett enskilt värdeområde enbart med hjälp av köpeskillingsstatistik. I de värdeområden där RSV ansett att antalet försäljningar är för få eller icke representativa för området som helhet gör man, med hjälp av lokala värderare, en bedömning av värdenivån grundat helt eller delvis på annan information än köpeskillingsstatistik. Om man med detta alternativa förfarande uppnår bättre precision kan resultaten av den statistiska utvärderingen inkluderande värdeområden med bara ett fåtal försäljningar felaktigt misskreditera RSV:s förfaringssätt. För att undvika en sådan eventuell felaktig tolkning, gjordes en motsvarande statistisk utvärdering där värdeområden exkluderades som hade mindre än 30 respektive 50 försäljningar. Figur 1-4 och Figur 1-5 visar den ackumulerade frekvensfördelningen för genomsnittliga BK-kvoter på värdeområdesnivå där värdeområden med minst 30 respektive 50 observationer (försäljningar) enbart finns med. Av diagrammen framgår att det ändå finns ett betydande antal värdeområden där den genomsnittliga BK-kvoten inte är 0,75. Emellertid minskar spridningen i BK-kvoten avsevärt. Den lägsta genomsnittliga BK-kvoten är 0,55 och den högsta 0,86 i fallet med minst 30 observationer. I fallet med minst 50 observationer är den lägsta genomsnittliga BK-kvoten 0,65 och den högsta 0,85. Figur 1-4: På värdeområdesnivå genomsnittliga BK-kvoter - ackumulerad frekvensfördelning, minst 30 försäljningBar. Ackumulerad frekvens i procent 100 90 80 70 60 50 40 30 20 Figur 1-5: På värdeområdesnivå genomsnittliga BK-kvoter - ackumulerad frekvensfördelning, minst 50 försäljningaBr. Ackumulerad frekvens i procent Slutsatsen är således att det finns ett antal värdeområden där den genomsnittliga BK-kvoten såväl understiger som överstiger 0,75 trots att det statistiska underlaget i form av köpeskillingsstatistik borde vara tillräckligt stort. Då värdeområdesindelningen görs subjektivt av fastighetsvärderare med stor lokalkännedom finns det inget dataregister på vilka kriterier som har legat till grund för värdeområdesindelningen. Detta begränsar möjligheten att undersöka om över- respektive undertaxeringen är gemensam för värdeområden med liknande karaktär. Tabell 1-1 visar BK-kvoten och BK-kvotens standardavvikelse (fördelningens standardavvikelse) för några olika regionsindelningar; småhusförsäljningar totalt i , på LA-regionsnivå4, på kommunnivå och på värdeområdesnivå. För regionen avser BK-kvoten den genomsnittliga BK-kvoten och standardavvikelsen fördelningens standardavvikelse.5 För LA-regionerna, kommunerna och värdeområdena 4 SCB definierar så kallade LA-regioner som bygger på statistik om arbetskraftens pendling mellan hemmet och arbetsplatsen. En kan antas utgöra en lokal arbetsmarknad. I ekonomiska modeller antas ofta att den lokala husmarknaden sammanfaller med den lokala arbdetsmarknaden. 5 Fördelningens standardavvikelse skiljer sig från den genomsnittliga BK-kvotens standardavvikelse (som brukar kallas standardfel). I detta sammanhang är det fördelningens standardavvikelse som är av intresse.d avser BK-kvoten och standardavvikelsen den genomsnittliga BK-kvoten och standardavvikelsen. Ett exempel illustrerar: Först räknades den genomsnittliga BK-kvoten ut för varje enskild . Därefter beräknades den genomsnittliga BK-kvoten genom att vi först adderade samtliga LA-regioners genomsnittliga BK-kvoter och sedan dividerade den erhållna summan med antalet LA-regioner. Den för LA-regionerna genomsnittliga BK-kvoten är alltså ett genomsnitt av ett antal genomsnitt. Den genomsnittliga standardavvikelsen erhölls på motsvarande sätt. Den genomsnittliga BK-kvoten och standardavvikelsen för kommunerna och värdeområdena är beräknade analogt med de för LA-regionerina. Hur skall måttet standardavvikelse tolkas? Standardavvikelsen är ett spridningsmått bland många andra men det mest använda. Måttet standardavvikelse kan förklaras och illustreras med hjälp av Figur 1-1. I mitten av fördelningen ligger fördelningens genomsnittliga BK-kvot. Måttet standardavvikelse har sin största användning som spridningsmått i de fall då fördelningen approximativt följer en så kallad normalfördelning. Fördelningen i Figur 1-1 kan anses vara approximativt normalfördelad.6 Den genomsnittliga BK-kvoten i fördelningen i Figur 1-1 är 0,766. Fördelningens standardavvikelse är 0,273. Om två standardavvikelser läggs ut till höger om genomsnittet och två standardavvikelser till vänster om genomsnittet fångar det erhållna intervallet upp av observationerna i fördelningen om fördelningen är normalfördelad. I Figur 1.1 fångar alltså intervallet från 0,766-2*0,273 till 0,766+2*0,273 approximativt upp av de 54387 observationerna (BK-kvoterna). Ju mindre standardavvikelsen är ju mer samlade är observationerna kring fördelningens genomsnittsvärde, d.v.s. ju större är precisionen. Beräkningarna är gjorda för några alternativa urval. För det fall inga restriktioner har lagts på urvalet tyder resultaten på att den genomsnittliga BK-kvoten ligger kring 0,76 oavsett om den beräknas på Sverige-, LA-, kommun-, eller värdeområdesnivå. Med andra ord, snittet ligger marginellt över 0,75. Om BK-kvoter som är större än 2 rensas bort från det statistiska underlaget hamnar den genomsnittliga BK-kvoten på 0,75. Det finns således ett antal extrema BK-kvoter i fördelningens högra svans som tenderar att dra upp den genomsnittliga BK-kvoten. I det tredje och sista urvalet har enbart värdeområden som har minst 10 observationer (husförsäljningar) använts för att till viss del undvika de snedvridningar som icke representativa husförsäljningar kan ge upphov till. Resultaten ändras inte nämnvärt av denna senare restriktion. 6 Fördelningar som är klockformade som inte är skeva åt något håll kan ofta approximeras med normalfördelningen. Fördelningen i Figur 1.1 är egentligen något skev åt höger. Tabell 1-1: Genomsnittliga BK-kvoter och standardavviBkelser 1 Observationer med en BK-kvot större än 2 är uteslutnda. 2 Observationer med en BK-kvot större än 2 och områden som har färre än 10 observationer är uteslutna. Beräkningar gjordes också med restriktionen att värdeområdena skulle innehålla minst 30 respektive 50 observationer. Resultaten påverkades inte nämnvärt. Hur skiljer sig spridningen i BK-kvoten mellan de olika regionsindelningarna? Om den genomsnittliga BK-kvoten vore exakt lika stor för alla fyra regionsindelningar (inklusive ) skulle denna fråga kunna besvaras genom en jämförelse av standardavvikelserna för de olika regionsindelningarna. Då de genomsnittliga BK-kvoterna skiljer sig åt (om än marginellt), är det ur statistisk-teoretisk synvinkel mer relevant att jämföra de olika regionernas så kallade variationskoefficienter. Variationskoefficienten, som är en slags normerad standardavvikelse, erhålls genom att standardavvikelsen delas med genomsnittet. Allra lägst variabilitet har värdeområdena. Förklaringen till detta är förmodligen att man har lyckats ganska väl i att skapa homogena värdeområden.7 Ju mer homogena områdena är, ju mindre blir variabiliteiten. 7 Dock fångar värdeområdesindelningen knappast upp hela lägets betydelse för marknadsvärdet. 1.4.1Är spridningen stor? Är de beräknade standardavvikelserna (variationskoefficienterna) i Tabell 1.1 att betrakta som stora eller små? För att om möjligt kunna svara på denna fråga måste en norm definieras för vad som menas med normal variation. Med normal variation bör avses den naturliga variation som följer av att köpeskillingen av olika skäl inte sammanfaller med marknadsvärdet. Denna norm kan förklaras utförligare på följande sätt. Antag att det i ett representativt statistiskt material kan observeras att tio identiska hus har sålts för de olika köpeskillingarna: 500000, 510000, 520000, 530000, 540000, 550000, 560000, 570000, 580000 och .