prop · H60329 · 2018-12-20 00:00:00 — När kostnaderna för de båda åtgärderna jämförs kan konstateras att utgifterna för de simulerade åtgärderna uppgår till ungefär halva kostnaden för nedsatt moms på livsmedel. 42 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Diagram 10 Budgeteffekter av nedsatt moms på livsmedel och av simulerade åtgärder fördelat på låg ekonomisk standard resp. ej låg ekonomisk standard Ej låg ekonomisk standard Källa: SCB och egna beräkningar. I kapitlet redovisas hur vi i syfte att bedöma den nedsatta livsmedelsmomsens kostnadseffektivitet har simulerat åtgärder för att fördela köpkraft till barnfamiljer och låginkomsthushåll på motsvarande sätt som nedsatt moms på livsmedel. Simuleringarna utgör räkneexempel och ska inte ses som förslag till åtgärder. Målet för simuleringen har varit att ta reda på vad det kostar att med andra åtgärder förstärka köpkraften hos målgrupperna på motsvarande sätt som nedsatt moms på livsmedel. Räkneexemplet visar att nedsatt livsmedelsmoms har låg kostnadseffektivitet i förhållande till de simulerade åtgärderna. Kostnaden för att förstärka köpkraften för målgrupperna på motsvarande sätt som den nedsatta livsmedelsmomsen beräknas uppgå till , ungefär hälften av skatteutgiften för nedsatt moms på livsmedel. Det ska dock framhållas att det i simuleringen inte var möjligt att fullt ut kompensera gruppen låginkomsthushåll när de definieras som hushåll i inkomstdecilerna 1–4. Siffran är därför i underkant när denna definition används. Med beaktande av att kostnaderna för de simulerade åtgärderna uppgår till ungefär hälften av kostnaderna för den nedsatta momsen på livsmedel illustrerar räkneexemplet att den nedsatta momsen inte är ett kostnadseffektivt sätt att omfördela köpkraft till barnfamiljer och låginkomsthushåll. De medel som staten skulle spara på att ta bort den nedsatta momsen på livsmedel skulle bland annat R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L kunna täcka ytterligare finanspolitiska åtgärder för att fullt ut kompensera hushållen i decilerna 2–4. Våra simuleringar visar också att definitionen av låginkomsthushåll spelar roll för resultaten. Om simuleringen analyseras genom att låginkomsthushåll i stället definieras som hushåll med låg ekonomisk standard framkommer att vi lyckas kompensera gruppen fullt ut. Det innebär att vi genom de simulerade åtgärderna omfördelar köpkraft till barnfamiljer och låginkomsthushåll på motsvarande sätt som nedsatt moms på livsmedel, men att utgifterna för de simulerade åtgärderna uppgår till ungefär halva kostnaden för nedsatt moms på livsmedel. har granskat den nedsatta matmomsen enbart med avseende på hur kostnadseffektivt åtgärden förstärker köpkraften hos barnfamiljer och låginkomsthushåll. Det utesluter inte att det kan finnas andra fördelar med nedsatt moms på livsmedel som måste beaktas vid en samlad bedömning av åtgärden. 44 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Carbonnier, Clèment, 2007. Who pays sales taxes? Evidence from French VAT reforms, 1987–1999”. , 91, 1219–1229. Europeiska kommissionen, Seasonal Adjustment – Introduction and General , Handbook on Methodology of Modern Business Statistics, 2014. Europeiska kommissionen, Seasonal Adjustment of Economic Time Series, Handbook on Methodology of Modern Business Statistics, 2014. , Teknisk bilaga till fördelningspolitisk redogörelse, 2018. Prisstopp tänkbart för . , och , . Restaurant cut: Cheaper meals and more service? VATT Working Papers, 52. , , , och , . Sänkt momssats och företagens prisförändringar – allt eller inget. IFS, 2011. A retrospective evaluation of elements of the EU VAT system. TAXUD/2010/CC/104. for Performance Auditing. Effekter för konsumenterna. Konsumtionsförändringar vid ändrade matpriser och inkomster. Elasticitetsberäkningar för perioden –2006. första som medlem i EU. Förändringar i matpriserna. Kortsiktiga priseffekter av sänkt mervärdesskattesats på restaurang- och cateringtjänster. Kort- och långsiktiga effekter av sänkt restaurangmoms. Specialstudier, nr. Mat och marknad. Från bonde till bord. Kosonen, , 2010. What was actually cut in the barber’s VAT cut? VATT Working Papers, 18. Momsmålet ej nått. The Distributional Effects of Consumption Taxes on Countries. Tax Policy Studies, No. Peltoniemi, och , , 2010. Livsmedlens momssänkning och prisutveckling. Resultaten från prisuppföljningen och en granskning av de faktorer som bestämmer konsumentpriset. Konsumentforskningscentralen, publikationer 1. R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L , , 2011. Pristransmission i den svenska livsmedelskedjan. Rapport från 2011/12:RFR13. Uppföljning av undantag från normalskattesatsen för mervärdesskatt. Bostadstillägg och äldreförsörjningsstöd till pensionärer – når förmånerna fram? Regeringens skatteutgiftsredovisning – som vill ha den? , , 2013. Det nödvändiga uppbrottet – reformera det ekonomiska biståndet. 2011/12:RFR13. Uppföljning av undantag från normalskattesatsen för mervärdesskatt. Öppna jämförelser av ekonomiskt bistånd 2012 – resultat och metoder. FASIT 2014, v 3. Övergång från urvalsbaserad till totalräknad inkomstfördelningsstatistik, Hushållens ekonomi 2016:1. Ta fast tjuvarna! (TV-program). Tidningarnas telegrambyrå, . lovar hård kontroll av matpriser. Tidningarnas telegrambyrå, . avkräver handeln löfte om att följa momssänkningen på maten. Tidningarnas telegrambyrå, , Matpriserna ska sjunka mer än momsen – hoppas civilministern. Se även liknande resonemang i SOU 1996:62, s. 19. Tidningarnas telegrambyrå, , Alla kedjor lovar fullt prisgenomslag för momssänkningen. Tidningarnas telegrambyrå, . Tvist om sänkta matpriser. Tidningarnas telegrambyrå, . Matpriserna ligger nu i nivå med momssänkningen. Tillväxtanalys, 2015. Sänkt moms på restaurang- och cateringtjänster – slutrapport (Rapport 2015:10). Regeringen och ojämlikheten. En granskning av budgetens fördelningspolitiska redogörelser –2011. Rapport till 2012/6. Budgetlag – regeringens befogenheter på finansmaktens område. 46 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Livsmedelspolitik för konsumenterna. Reformen som kom av sig. Betänkande av Konsumentberedningen. Ökad konkurrens i handeln med livsmedel. Utredningen om ökad konkurrens i handeln med livsmedel. EU, konsumenterna och maten. Förväntningar och verklighet. Svensk mat på EU-fat. Betänkande av Utredningen om en ny konkurrenssituation för livsmedelsindustrin. SOU 2001:57, Välfärdens finansiering och fördelning. Enhetlig eller differentierad mervärdesskatt? På väg mot en enhetlig mervärdesskatt. Sänkt moms på vissa tjänster? Slutbetänkande av Utredningen av sänkt moms på vissa tjänster. Budgetlag (2011:203). Livsmedelslag (1971:511). Lag (1995:931) om ändring i mervärdesskattelagen (1994:200). 1990/91:FiU30. Den ekonomiska politiken och slutlig budgetreglering för /92. 1994/95:FiU20. Den ekonomiska politiken och slutlig budgetreglering för /96. 1994/95:SkU7y. Kompletteringspropositionen 1994/95:150. 2017/18:SkU7. om regeringens skatteutgiftsredovisning. Proposition 1994/95:150, bilaga 1. Proposition 1994/95:150, bilaga 7. Proposition 2014/15:100. protokoll 1996/97:26. Svar på interpellation 1996/97:24. 2016/17:98. Redovisning av skatteutgifter . 2017/18:98. Redovisning av skatteutgifter . 1994/95:447. Kommittéberättelse C 1995:B. R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L Priseffektsstudien i kapitel 3 baseras på data hämtad från () och den danska motsvarigheten Statistik. Behandlingsgruppen, dvs. de svenska livsmedelspriserna, har definierats på olika sätt beroende på vilken kontrollgruppen är. I fallet där producentpriserna är kontrollgruppen är behandlingsgruppen livsmedel och alkoholfria drycker. När i stället danska konsumentpriser är kontrollgrupp används endast livsmedel som behandlingsgrupp. Detta beror på att de danska konsumentpriserna för livsmedel inte är möjliga att slå ihop med priserna för alkoholfria drycker. Inget av indexen innehåller priserna för hämtmat. I studien där producentpriserna är kontrollgrupp har hemmamarknadsprisindex (HMPI) använts. HMPI mäter prisutvecklingen för av svenska företag producerade produkter för försäljning i . Indexet omfattar därmed inte importerade varor, som utgör av varorna i handeln. Prisindex för inhemsk tillgång (ITPI) inkluderar däremot såväl importerade livsmedel som livsmedel producerade på hemmamarknaden och har en varukorg som bättre överensstämmer med prisserien för livsmedel.98 Priserna mäts mellan de tre första leden (två nedslag) av livsmedelskedjan. Se figur B1 nedan. Figur B1 Livsmedelskedjans fyra led Källa: , 2011. Eftersom indexen som mäter producentrespektive konsumentpriser för livsmedelskedjans olika steg inte omfattar samma varukategorier har vi konstruerat nya index avseende producentpriserna. Syftet är att ta bort de produktgrupper som inte definieras som livsmedel, exempelvis djurfoder.99 Detta innebär att vi sammantaget har fem olika prisserier. Se sammanställningen i tabell B1 nedan. 98Anledningen till att ITPI inte har använts i detta fall är att det inte uppfyllde kriteriet om parallella trender. Se mer om parallella trender under avsnittet Placebotester i denna bilaga. 99Ytterligare exempel på produktgrupper är tobak, fiberväxter och alkoholhaltiga drycker. 48 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Tabell B1 Sammanställning behandlings- och kontrollgrupp Källa: Egen sammanställning. Svenska livsmedel är indelade enligt COICOP100 och utifrån denna indelning mäts även indexen för olika varugrupper. Danska livsmedel började klassificeras enligt COICOP , men enligt Statistik är det ingen avgörande skillnad mellan COICOP och den klassificering de använde tidigare avseende livsmedel.101 De svenska producentpriserna är klassificerade enligt SPIN 2015 och det är enligt denna klassificering vi plockat bort vissa varugrupper. Samtliga serier är säsongsrensade med Tramo/Seats och vi har använt direkt säsongsrensning. Säsongsrensning innebär att tidsserien bryts ned till fyra olika komponenter. Dessa är trendkomponent, säsongskomponent, cyklisk komponent och oregelbunden komponent. Trendkomponenten och den cykliska komponenten har ett längre tidsperspektiv. Säsongskomponenten har ett ettårigt perspektiv och avser den regelbundna variation som återkommer . Slutligen finns även den oregelbundna komponenten som avser sådant som inte förklaras av de övriga komponenterna.102 Syftet med säsongsrensningen är att jämna ut återkommande variationer så att förändringar i priserna kan tolkas som en effekt av nedsatt moms på livsmedel och inte en effekt av säsongen. Resultatet av säsongsrensningen kan påverkas av vilken period säsongsrensningen avgränsas till. Det är därför viktigt att identifiera eventuella förändringar i metoderna för att samla in data eller andra faktorer som kan påverka hur serierna ser ut, men även att ta i beaktande att säsongen kan förändras . Detta innebär att längre serier inte nödvändigtvis är bättre.103 100Classification of individual consumption by purpose. Klassificeringen är utvecklad av FN. 101E-post från Statistik, . 102Europeiska kommissionen, 2014. Handbook on Methodology of Modern Business Statistics – theme: Seasonal Adjustment – Introduction and General . description-theme_en. 103Det finns dock ett krav på minimum (36 observationer) för månadsdata. Europeiska komissionen, 2014. Handbook on Methodology of Modern Business Statistics – method: Seasonal Adjustment of Economic Time Series. adjustment-economic-time-series-method_en. R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L Säsongsrensningen av de svenska livsmedelspriserna är begränsad till perioden efter . Producentpriserna och de danska livsmedelspriserna är avgränsade till perioden efter januari 1990.104 Serien för de danska livsmedelspriserna har dessutom begränsats till på grund av förändringar i framställningen av prisserierna. Metoden för att skatta priseffekterna av nedsatt moms på livsmedel som använts kallas för difference-in-difference. Metoden innebär att vi mäter skillnaden i hur priset på livsmedel förhåller sig till kontrollgruppen efter behandlingstillfället jämfört med den genomsnittliga avvikelsen från kontrollgruppen innan momsen sattes ned. Modellen som skattas med producentpriserna som kontrollgrupp är ����������������������������������������� �������� × ��������������������������������������������������������� + ������������������������ ������������������������ = ��������0 + ��������1������������������������������������������������ + � ��������2�������� är priset i ett av de tre leden i livsmedelskedjan (i) vid en given månad (t). som antar värdet 1 om det är konsumentpriser och���������������������������������������������� Priset mäts som den procentuella förändringen från innan indikatorvariabler (q) efter momsnedsättningen, det vill säga . mäter således effekten av är interaktioner som antar värdet 1 för konsumentpriserna respektive kvartal efter nedsättningen. Modellen som skattas med danska������������������������livsmedelspriser som kontrollgrupp ser lite ”behandlingen” i ett givet kvartal. felterm med väntevärde noll. annorlunda ut då vi dessutom kontrollerar för en linjär trend. Trenden tar hänsyn till att det genomgående finns en prisökning på livsmedel i som inte återfinns i den svenska prisserien. = [… ] + �������� �������������������������������� �������� skattas är samma som ovan med följande tillägg procentuella förändringen av konsumentpriserna för livsmedel i eller (i) vid en given månad (t). Båda modellerna skattas på månadsdata, men resultaten presenteras kvartalsvis. 104I huvudsak är diagnostiken bra för säsongsrensningen med undantag för den svenska livsmedelsindustrin. En (t.o.m. ) ger bättre diagnostik men enbart marginella förändringar i resultaten. 50 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Diagram B1 visar hur prisserierna för svenska respektive danska livsmedelspriser ser ut efter att vi kontrollerat för en linjär trend.105 Diagram B1 Procentuell kvartalsförändring för svenska resp. danska livsmedelspriser efter att ha kontrollerat för trend Svenska livsmedelspriser (KPI) Danska livsmedelspriser (KPI) Källa: SCB och Statistik. För att 3�������� i ekvationen ovan ska kunna tolkas som en effekt av momsnedsättningen krävs att antagandet om parallella trender är uppfyllt. Antagandet bygger på ett hypotetiskt resonemang, då det inte går att säkert veta hur livsmedelspriserna hade utvecklats om det inte vore för momsnedsättningen. Huruvida antagandet är rimligt eller inte kan dock bedömas genom att studera utvecklingen för behandlingsrespektive kontrollgrupp innan ”behandlingen”. Om denna utveckling är parallell är det också troligt att de hade fortsatt utvecklas parallellt utan behandlingen. För att undersöka detta kan dels en okulär bedömning göras,106 dels en skattning av så kallade placebobehandlingar innan den egentliga behandlingen. Skattningen görs på samma sätt som i skattningen av effekten av momsnedsättningen och tolkningen av resultaten blir densamma. Placeboskattningarna visar alltså om det finns signifikanta skillnader mellan kontroll- och behandlingsgrupp före 105Jämför med diagram 2 i kapitel 3. 106Se diagram 2 och 3. R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L ”behandlingen”. Insignifikanta skillnader är önskvärt, då de indikerar att antagandet om parallella trender kan anses vara realistiskt. Vi har avgränsat perioden före behandlingstillfället från och med tredje kvartalet 1993 till och med fjärde kvartalet 1995. Detta med anledning av den momshöjning på livsmedel som genomfördes i 1 januari 1993.107 Totalt utförs alltså placebotesterna på tio kvartal. För de danska livsmedelspriserna och producentpriserna är åtta respektive nio av kvartalen statistiskt insignifikanta. I de fall skattningarna visar signifikanta resultat är placeboeffekterna av låg ekonomisk signifikans, då de är betydligt mindre än de egentliga skattade effekterna av momsnedsättningen. Se tabell B2 nedan. Tabell B2 Placebotester, procentuell förändring av priserna i relation till 1995kv4 1,327** (0,390) (0,609) -0,104 (0,257) (0,718) (0,360) (0,656) (0,285) (0,614) (0,361) (0,663) -0,705** -0,047 (0,311) (0,683) -1,395*** -1,267 (0,444) (0,836) -1,043 (0,388) (1,194) -0,640 (0,435) (0,584) -0,451 (0,415) (0,519) Not: Robusta standardavvikelser inom parentes. **/*** = signifikant skild från noll på 5/- nivån. Källa: SCB och Statistik. 107Se kapitel 2 i rapporten. 52 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Som ett komplement till tabell 2 i kapitel 3 presenteras resultaten av skattningarna med två grafer som beskriver punktestimaten och konfidensintervallen. Graferna visar att de skattade priseffekterna förändras enligt ett i huvudsak gemensamt mönster över tiden där de först förstärks för att sedan avta. Diagram B2 Skattade punktestimat och konfidensintervall med producentpriser som kontrollgrupp för 1996kv1–1999kv4 ---- 1996 1996 1996 1996 1997 1997 1997 1997 1998 1998 1998 1998 1999 1999 1999 1999 kv1 kv2 kv3 kv4 kv1 kv2 kv3 kv4 kv1 kv2 kv3 kv4 kv1 kv2 kv3 kv4 Källa: SCB och egna beräkningar. Diagram B2 ovan visar att de skattade effekterna av prisnedsättningen inte är statistiskt signifikant skilda från fullt prisgenomslag (7,) . Slutsatsen av skattningen då producentpriserna utgör kontrollgrupp är således att nedsättningen fick fullt prisgenomslag. R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L Diagram B3 Skattade punktestimat och konfidensintervall med danska livsmedelspriser som kontrollgrupp för 1996kv1–1999kv4 ----- 1996 1996 1996 1996 1997 1997 1997 1997 1998 1998 1998 1998 1999 1999 1999 1999 kv1 kv2 kv3 kv4 kv1 kv2 kv3 kv4 kv1 kv2 kv3 kv4 kv1 kv2 kv3 kv4 Danska livsmedelspriser (KPI) Källa: SCB och Statistik. Diagram B3 visar däremot att prisgenomslaget skattat med de danska livsmedelspriserna som kontrollgrupp var signifikant de första tre kvartalen. Över tiden ändras dock de skattade effekterna och priseffekten är inte signifikant skild från under perioden 1996kv4–1997kv3. I avsnitt 3.1.2 beskriver vi de eventuella problem med uppströms prispåverkan som kan uppstå när producentpriserna används som kontrollgrupp. För att undersöka om vissa varugrupper kan påverka resultaten negativt har vi valt att exkludera dem från både producent- och konsumentpriser där det är möjligt. Två olika känslighetsanalyser har genomförts. En där spannmål och spannmålsprodukter är borttagna samt en där kött och köttprodukter är borttagna.108 Resultaten av känslighetsanalyserna överensstämmer i huvudsak med de priseffekter vi finner för producentpriserna som kontrollgrupp i övrigt, även om skattningen för producentpriserna exklusive kött avviker. Se tabell B3 nedan. 108Produkterna förädlas genom kedjan vilket innebär att spannmålet som levereras från jordbruket (såsom råg och havre) motsvarar bröd och övriga spannmålsprodukter (såsom pasta och frukostflingor) i konsumentledet. På samma sätt motsvarar delar av ett styckat djur i livsmedelsindustrin charkuterier för konsumenterna. 54 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Tabell B3 Skattningsresultat av känslighetsanalyser, procentuell prisförändring i relation till 1995kv4 -6,653*** -6,844*** -7,704*** (0,604) (0,634) (0,879) -7,099*** -6,971*** -9,374*** (0,706) (0,656) (0,928) -7,459*** -7,221*** -10,300*** (0,727) (0,804) (0,794) -8,181*** -8,464*** -10,879*** (0,570) (0,593) (0,809) -8,009*** -8,474*** -10,569*** (0,497) (0,594) (0,879) -8,148*** -8,421*** -10,016*** (0,706) (0,743) (0,803) Not: Behandlingsgruppen är livsmedel och alkoholfria drycker, livsmedel och alkoholfria drycker exkl. bröd och övriga spannmålsprodukter samt livsmedel och alkoholfria drycker exkl. kött. *Kontrollgruppen består endast av livsmedelsindustrins priser då resultatet av placebotesterna inte var tillfredsställande när båda serierna över producentpriserna användes. Robusta standardavvikelser inom parentes. *** = signifikant skild från noll på 1%-nivån. Källa: SCB och egna beräkningar. Anledningen till att skattningen exklusive kött avviker kan vara att det inte var möjligt att utföra skattningen på jordbrukets priser, dvs. det första ledet i priskedjan. Detta resultat avviker dessutom från skattningsresultaten av de danska livsmedelspriserna. Den sammantagna bedömningen blir därför att det inte finns anledning att tro att vissa varors eventuella omvända prispåverkan påverkar resultaten. R I K S R E V I S I O N E N N E D S A T T M O M S P Å L I V S M E D E L FASIT (Fördelningsanalytiskt statistiksystem för inkomster och transfereringar) är en statisk mikrosimuleringsmodell som kan användas för att analysera förändringar till följd av tänkta regelförändringar i exempelvis ett bidrags- eller skattesystem. FASIT bygger på en stor mängd information avseende bland annat inkomster, transfereringar, hushållens sammansättning och boendekostnader. Modellen möjliggör analyser av reformers budget- och fördelningseffekter och kan också användas för att göra framskrivningar av befolkningens inkomstfördelning fram i tiden. undersökning av hushållens utgifter (HUT) syftar till att ”belysa utgifter för varor och tjänster för olika hushållsgrupper”. Uppgifter till HUT samlas in från ett antal slumpmässigt utvalda personer. Utgiftsuppgifterna hämtas via kassabok som förs , via telefonintervjuer och register. Samtliga varor och tjänster är indelade enligt COICOP.109 I granskningen har kostnadsandelarna för livsmedel och alkoholfria drycker samt hämtmat beräknats som andel av totala utgifter.110 Vi undersöker inte HUT-data direkt utan i FASIT dit HUT-undersökningens uppgifter om hushållens utgifter har imputerats. Det betyder att uppgifterna från hushållen i HUT-undersökningen överförts till hushållen i FASIT genom statistisk matchning. Matchningsprocessen innebär att hushållen i HUT jämförs med hushållen i FASIT med avseende på ett antal faktorer såsom inkomst, boendeform och antalet personer i hushållet. Är hushållen tillräckligt lika överförs resultatet till hushållen i FASIT. Uppgifter från ett hushåll i HUT kan överföras till flera hushåll i FASIT.111 Detta kan i sin tur påverka hur resultaten av vår undersökning förhåller sig till resultaten av den undersökning som gjorde. Den senaste HUT-undersökningen genomfördes och uppgifterna har tagits fram genom en framskrivning av uppgifter i FASIT. I framskrivningen används dels uppgifter från HUT-undersökningar inklusive uppgifterna i 109SCB, , hämtat . 110Definitionen av totala utgifter har ändrats genom att förändring av energiskatt lagts till. 111SCB 2016, Indirekt beskattning. FASIT 2014, v. 3, s. 9–16. 56 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N undersökning, dels uppgifter om bland annat hushållens inkomster. Framskrivningarna sker med beaktande av vad som hänt mellan basåret och modellåret. Om exempelvis arbetslösheten har ökat (minskat) tilldelas arbetslösa i urvalet en högre (lägre) vikt. I detta avsnitt beskrivs kort de omläggningar som gjordes i FASIT . För en utförlig beskrivning se SCB:s rapport från urvalsbaserad till totalräknad inkomstfördelningsstatistik.112 Övergång från urvalsbaserad till totalräknad inkomstfördelningsstatistik ersattes urvalsundersökningen Hushållens ekonomi (HEK) med totalräknad inkomstfördelningsstatistik (TRIF). Syftet med de båda undersökningarna är detsamma, nämligen att beskriva utvecklingen och fördelningen av inkomster. Eftersom framställningen av undersökningarna skiljer sig åt innebär det att de inte är fullt ut jämförbara.