Till statsrådet Britta Lejon, Justitiedepartementet

SOU 999:24 Till statsrådet Britta Lejon, Justitiedepartementet Den december 997 bemyndigade regeringen chefen för Finansdepartementet att tillalla en särsild utredare med uppdrag att genomföra en översyn av onsumentprisindex (KPI). Översynen avser såväl indexets syfte som dess onstrution. Utredningen sall bl.a. belysa behovet av prisindex för olia ändamål och hur index allmänt bör vara utformade. I uppdraget ingår ocså att formulera preciserade ritlinjer på vissa områden för att underlätta tolningen av de principiella grunder som föreslås. Med stöd av bemyndigandet förordnades den december 997 Alf Carling som särsild utredare till utredningen (Fi 997:8). Nämnden för onsumentprisindex har utnyttjats som expertgrupp i arbetet. Utredningen har ocså biträtts av en referensgrupp med representanter för användare av index. Den februari 998 anställdes avdelningsdiretör Mats Haglund som sereterare i utredningen. Fil.dr. Jörgen Dalén har som onsult biträtt utredningen med indextenis expertis. Härmed överlämnas utredningens betänande Konsumentprisindex. För utredningens förslag svarar den särsilde utredaren. Särsilda yttranden har lämnats av två ledamöter i expertgruppen: Bengt Assarsson och Anders Klevmaren. Bilagorna 4 och 5 har författats av Mats Haglund, bilagorna 2, 3, 6 och 7 av Jörgen Dalén. Stocholm i november 999 Alf Carling /Mats Haglund

SOU 999:24 Innehåll Sammanfattning... 5 Summary in english... 3 Inledning... 2 2 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning... 25 2. Användningsområden... 25 2.2 Teorin för levnadsostnadsindex... 27 2.3 Pris- och onsumtionsbegrepp... 29 2.4 Några utgångspunter... 34 3 Indexonstrution... 39 3. Inledning... 40 3.2 Allmänt om indexonstrution... 42 3.3 Grundläggande indexonstrution... 44 3.3. Vitunderlaget... 44 3.3.2 Alternativen... 45 3.3.3 Utvärdering... 50 3.3.4 Val av grundläggande indexonstrution... 56 3.4 Index på detaljerad nivå... 58 3.4. Allmänna utgångspunter... 58 3.4.2 Index för intermediära aggregat... 60 3.4.3 Index för elementära aggregat... 6 3.5 Säsongsvariation... 62 3.5. Allmänt om säsongsvariation... 62 3.5.2 Beräning av månadsindex... 63 3.6 Mätperioden... 66

Innehåll SOU 999:24 4 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt... 69 4. Varatiga varor i allmänhet... 69 4.. Hyresevivalentansatsen... 69 4..2 Alternativostnadsansatsen... 70 4..3 En partiell ostnadsansats... 70 4..4 Nettoansaffningsmetoden... 7 4.2 Nuvarande metoder i Sverige och andra länder... 72 4.3 Egnahem förslag... 76 4.3. Förslaget i orthet... 76 4.3.2 Indexet för apitalostnader... 78 4.3.3 Viten för apitalostnader... 82 4.4 Fritidshus förslag... 85 4.5 Bostadsrättslägenheter förslag... 85 5 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster och inomstberoende avgifter... 89 5. Bagrund och allmänna utgångspunter... 89 5.2 Omsorgsavgifter och bostadsbidrag... 90 5.3 När priset beror på inomsten... 9 5.3. Taxesystemen inom barn- och äldreomsorg... 9 5.3.2 Kostnadsindex eller ompenserande index... 92 5.4 Slutsatser... 95 6 Tillförlitlighet... 97 6. Osäerhetsällor och deras bidrag... 98 6.. Urvalsosäerhet... 98 6..2 Systematisa fel bias... 99 6..3 Misstag... 02 6..4 Vägningstalsfel... 02 6.2 Krav på tillförlitlighet... 03 6.3 Åtgärder för öad eller bibehållen tillförlitlighet... 04 7 KPI som underlag för stabiliseringspoliti... 09 7. Bagrund... 09 7.2 Målvariabel för penningpolitien... 0 7.3 Mått på underliggande inflation... 20 7.4 Sammanfattning... 24

SOU 999:24 Innehåll 8 Kompletterande index... 27 8. Kategoriprisindex... 28 8.2 Bruttoprisindex... 30 8.3 Nettoprisindex... 32 8.4 Konstantsatteindex... 34 8.5 Slutsatser... 35 9 Prodution och presentation av index... 37 9. Tolningen av grunderna för indexberäningarna... 37 9.2 Fastställande och presentation... 40 9.2. Fastställande och eventuella justeringar... 40 9.2.2 Presentationssätt... 4 9.3 Resursfrågor... 45 Särsilda yttranden... 49 Bilagor:. Kommittédiretiv... 65 2. Vägledande principer för ett onsumentprisindex (KPI)... 7 3. A proposal for a new system of aggregation in the Swedish Consumer Price Index... 87 4. Säsongsvariation... 24 5. Index för boendeostnader i egnahem... 253 6. Bedömning av biasriser i onsumentprisindex (KPI)... 265 7. Measures to reduce KPI-bias due to quality change... 305

SOU 999:24 5 Sammanfattning Utredningen har gjort en översyn av onsumentprisindex, grundad på användningsområdena för index och de rav på utformningen som bör ställas med hänsyn till olia slags användning. Förslag till förändringar ges i betänandet, beträffande dels indexets allmänna onstrution (valet av indexformel, m.m.), dels beräningen av index på vissa delområden, särsilt boendeostnader och inomstrelaterade taxor. Vidare disuteras användbarheten av onsumentprisindex som underlag för stabiliseringspoliti, särsilt som målvariabel för Risbanens penningpoliti. Utöver frågorna om ett allmänt onsumentprisindex disuteras behov och utformning av ompletterande mått, bl.a. ategoriprisindex och mått på underliggande inflation. Slutligen disuteras några formella och organisatorisa frågor, bl.a. indexnämndens uppgifter och sammansättning. Tre huvudsaliga användningsområden för onsumentprisindex behandlas i betänandet:. för ompensationsändamål och som ett allmänt mått på utvec-lingen av hushållens levnadsostnader, 2. för beräning och analys av hushållens realinomstutvecling, 3. som allmänt mått på ronans inhemsa öpraft och som målvariabel för penningpolitien. Det synsätt, som ligger till grund för utredningens överväganden och förslag, är att onsumentprisindex bör mäta inveran av prisändringar på hushållens ostnader för onsumtion av varor och tjänster. Denna ostnadsansats har nära annytning till den eonomisa teorin för levnadsostnadsindex. Det svensa onsumentprisindex, så som det byggts upp av de två grundläggande utredningarna på området (SOU 943:8 och SOU 953:23), framstår i en internationell jämförelse som en ambitiöst utformad approximation till ett levnadsostnadsindex. I allmänhet har KPI unnat fylla sina ursprungliga syften som underlag för prisompensation i socialförsäringssystemet och för beräning av realinomstförändringar på ett tillfredsställande sätt. Doc har behandlingen i index av ränteostnader i egnahem medfört påtagliga problem

6 Sammanfattning SOU 999:24 under senare tid. Det gäller inte minst vid användning som inflationsmått (underlag för stabiliseringspoliti). De förändringar, som här föreslås, innebär inte någon genomgripande förändring av grunderna för index. Syftet är snarare att på ett antal punter förbättra KPI:s förmåga att mäta ostnadsutveclingen för hushållen. Indexonstrution Förslaget innebär att KPI sall vara ett edjeindex uppbyggt av år-tillår-länar, vila anger förhållandet mellan det genomsnittliga prisläget under på varandra följande år. Det edjade indexet för en atuell månad är produten av sådana länar och en avslutande år-till-månad-län, som anger förhållandet mellan prisläget under månaden och det genomsnittliga prisläget under alenderåret två år tidigare. På den relativt aggregerade nivå, där ett relevant vitunderlag an hämtas från nationalräensaperna m.fl. ällor, bör beräningen baseras på onsumtionens sammansättning i genomsnitt för de båda jämförda åren. Vid beräning av år-till-månad-länen utnyttjas information om onsumtionens sammansättning under länens basår. På lägre nivå, där atuella och relevanta viter sanas, bör beräningarna i allmänhet göras utifrån förutsättningen att värdeandelarna inom respetive aggregat är oförändrade. Undantag an göras i sådana fall där det inte är rimligt att anta att vantitetsandelarna påveras av ändringar i relativa priser. Vid aggregering till högre nivåer, som an vara atuella att redovisa enligt alternativa grupperingar av delindextalen, bör viterna i år-till-månad-länen däremot vara av Laspeyres-typ, dvs. baserade på onsumtionens volymmässiga sammansättning under basåret. Månadsindex bör inte säsongsrensas. Däremot an en säsongjustering göras i vissa fall, där variationer över året i priser och onsumerade vantiteter an härledas till valitetsvariationer eller systematis variation mellan säsonger i hushållens värdering av ifrågavarande varor och tjänster. Inflationstaten (tolvmånaderstal) bör redovisas som voter mellan officiella indextal, inte som nu justerade för effeten av mellanliggande vitrevision. Vitrevisioner vid årssiftena ommer därmed att ge upphov till hopp i tolvmånaderstalen, men dessa an beränas bli endast i storlesordningen 0, procent. Denna olägenhet uppvägs enligt min mening mer än väl av fördelen med att index med det föreslagna presentationssättet ger en entydig bild av prisförändringstaten.

SOU 999:24 Sammanfattning 7 Boendeostnader i egnahem och bostadsrätt Hushållets ostnad för att utnyttja varatiga varor, som har ett andrahandsvärde, an i princip betratas som en hyra. Då hushållet självt äger varorna an ostnaden beränas antingen med en hyres-evivalentansats eller genom diret sattning av apitalostnaden. För andra varatiga varor än bostäder beränas prisindex nu, av pratisa säl, med en ansaffningsansats, d.v.s. att hela ostnaden hänförs till ansaffningsperioden. Det an tänas vara möjligt att tillämpa en hyresevivalent- eller ostnadsansats ocså för vissa sådana varor, men utredningen har inte närmare prövat förut-sättningarna för detta. Prisindex för boendeostnad i bostadsrätt föreslås lisom hittills vara baserat på en hyresevivalentansats. Doc bör övervägas om metoden behöver modifieras så att urvalet av hyreslägenheter, som läggs till grund för beräningen, görs mer representativt för samman-sättningen hos bostadsrättsbeståndet. Hyresmarnaden för småhus är i Sverige alltför begränsad för att unna bilda grund för en hyresevivalentansats, då det gäller boendeostnaden i egnahem. Det är därför nödvändigt att bygga indexberäningen på en diret sattning av ostnadsutveclingen. Egnahemsostnaden består av dels löpande ostnader för drift, uppvärmning och reparationer, dels en apitalostnadsdel bestående av ränteostnad, värdeminsning (förslitning minus apitalvinst) och fastighetssatt. Förslaget innebär att apitalostnaden exl. fastighetssatt antas utgöra en onstant andel av fastighetens atuella marnadsvärde. Detta förenlande antagande motiveras av att det inte är möjligt att löpande mäta förändringarna av de apitalvinster, som uppstår genom hushållens bostadsinnehav. Kostnaden beränas enligt förslaget under förutsättning av ett inom varje indexlän onstant förhållande mellan långsitig nominell marnadsränta och långsitigt förväntad apitalvinst, samt en lialedes onstant förslitningsandel. Indexet (exl. fastighetssatt) bestäms då av ett fastighetsprisindex avseende det atuella husbeståndet, medan onsumtionsviten motsvarar apitalostnaden efter apitalinomstsatt. Fastighetssattens direta effet på boendeostnaderna föreslås, lisom i dag, bli beatad fullt ut. Inveran av apitalinomst- och realisationsvinstsatt föreslås däremot ge utslag enbart i viten för apitalostnader i index. Posten reparationer och underhåll avgränsas till att omfatta endast åtgärder av rutinaratär. Andra åtgärder, som eventuellt motiveras av en längre tids förslitning, betratas i stället som investeringar.

8 Sammanfattning SOU 999:24 Inomstberoende taxor Avgifter för barn- och äldreomsorg ingår inte i nuvarande KPI. Mot bagrund av de allmänna principerna för index anser jag inte att en sådan begränsning av KPI:s täcning är motiverad. Barnomsorgsavgifterna bör föras in i index, lisom nu ser i det europeisa harmoniserade indexet, HIKP. Beträffande äldreomsorg ompliceras situationen av att en mycet stor del av avgifterna regleras genom s.. förbehållsbelopp. Det an vara ett säl att tills vidare lämna dessa avgifter utanför KPI. Situationen i detta avseende ommer doc troligen att ändras genom att realinomsterna höjs i den berörda gruppen hushåll, då en allt större andel av de äldre pensionärshushållen får pension baserad på tidigare förvärvsarbete. Ocså avgifterna för äldreomsorg torde därför efter en tid behöva inränas i KPI. Index bör beränas utifrån utveclingen av de avgifter hushållen fatist betalar, oavsett om förändringen beror på ändrade inomster eller på att taxorna ändrats. Denna s.. exogena ansats för indexberäningen ommer ocså att tillämpas vid beräning av index för barnomsorg i HIKP. Tillförlitlighet Utredningen har gjort en genomgång av olia osäerhetsällor och deras bidrag till osäerheten i indexsattningarna. Eftersom index används för olia ändamål har analyserats vila rav som ställs på indexets tillförlitlighet i dessa sammanhang, lisom vila åtgärder som an vidtas för att öa tillförlitligheten. Genomgången leder inte till några onreta förslag till metodändringar, utöver dem som föreslås i andra delar av betänandet. Det onstateras att summan av de systematisa fel (bias) som vidlåder det föreslagna onsumentprisindexet torde vara liten vid en internationell jämförelse, anse i storlesordningen +0,3 procent per år i genom-snitt. Redan så små avvielser leder doc till betydande oönsade omfördelningar vid långsitiga indexeringar. Den osäerhet som beror på att beräningarna baseras på urvals- snarare än på total-undersöningar har uppsattats till +0,4 procent per år (95% onfidens-intervall). Bedömningen är att denna osäerhet åtminstone inte bör tillåtas öa. De förenlade metoder som föreslås avseende boendeostnader i egnahem respetive i bostadsrättslägenheter, samt de som tillämpas för andra slag av varatiga varor, leder ocså till osäerhet. En inte orimlig bedömning är att denna osäerhet är av samma storlesordning som urvalsosäerheten.

SOU 999:24 Sammanfattning 9 Kraven på att undvia misstag bör ställas högt. Prismätning och indexberäning är emellertid en omplicerad uppgift. Det är därför väsentligt att för versamheten utnyttja en hög ompetens vad gäller såväl indexteori och metodi som unsaper om atuella förhållanden och tendenser inom olia varu- och tjänsteområden, lisom att beräningsrutinerna är effetiva och väl ända för dem som sall arbeta med dem. KPI som underlag för stabiliseringspoliti Konsumentprisindex används ocså som underlag för utformning och utvärdering av stabiliseringspoliti. En huvudfråga för utredningen gäller användbarheten som målvariabel för Risbanens penningpoliti hos dels det föreslagna KPI, dels det europeisa indexet HIKP. De förändringar i indexets utformning som här föreslås, särsilt beträffande behandlingen av ränteostnader i egnahem, förbättrar enligt min mening användbarheten som målvariabel väsentligt jämfört med nuvarande KPI. Ränteutveclingens direta genomslag i nuvarande index har alltsedan inflationsmålets tillomst försvårat tolningen av penningpolitien. HIKP är ett index som utformats specifit för stabiliseringspolitisa syften. Det är ett Laspeyres-index och ger därför en tendens till systematis översattning av levnadsostnadernas utvecling. I stabiliseringspolitisa tillämpningar an detta doc inte betratas som ett betydelsefullt problem. Samtidigt undvier man med HIKP de förut nämnda hoppen i tolvmånaderstalen i samband med vitrevisioner. Med tane på den mycet måttliga storlesordningen an inte heller detta betratas som en betydelsefull fator vid val mellan de två alternativen. Vissa av de delindex, som ingår i KPI, utesluts i HIKP. Det gäller bl.a. boendeostnader i bostadsrättslägenheter och apitalostnader i egnahem. Utredningsarbete pågår beträffande den framtida behandlingen av egnahem i HIKP. Den vitigaste fördelen med HIKP som fous och målvariabel i penningpolitien är den direta jämförbarheten med inflationsmått för andra EU-länder och med målvariabeln för den europeisa centralbanen. Mot detta måste ställas att olarhet fortfarande gäller om HIKP:s framtida utformning på en del punter. Utredningen har av Risbanen ombetts att söa precisera ett mått på underliggande inflation, som har förutsättningar att vinna bred acceptans och som löpande an publiceras av SCB. Frågan ställs ocså om ett sådant mått sulle unna ersätta KPI som målvariabel. Om ett mått på underliggande inflation sall användas som målvariabel, framstår ett

0 Sammanfattning SOU 999:24 enelt onstantsatteindex som det bästa alternativet. Det nu av SCB publicerade onstantsatteindexet UNDX har under tiden efter sattereformen utgjort en god utjämnande indiator på utveclingen av KPI exlusive räntedelen av egnahemsposten. Enligt min mening är det emellertid mer ändamålsenligt att, lisom tidigare, låta ett onstantsatteindex omplettera den officiella målvariabeln (oavsett om denna är ett nytt KPI eller HIKP) i stället för att ersätta den. I ett sådant onstantsatteindex (KSI) är det endast satte- och subventionsändringar i slutledet som frånränas. Som utjämnande indiator på onsumentprisutveclingen torde det vara överlägset sådana mått av onstantsatte- eller nettopristyp där man ocså ränar bort ändringar av indireta satter i tidigare led. Orsaen är att sådana förändringar till stor del övervältras baåt i stället för framåt, på onsumentpriserna. Som underlag för Risbanens analys av inflationstendenserna behövs ocså andra mått eller indiatorer på underliggande inflation; mått med mer eller mindre star annytning till onsumentprisindex. Som exempel an nämnas mått där man ränar bort varor med särsilt stora prisvariationer eller där man söer renodla inhemsa fatorers inveran på inflationstaten. Härtill ommer indiatorer som onstruerats utifrån specificerade eonomisa modeller för pris- och produtionsutveclingen. Sådana mått blir doc enligt min mening alltför omplicerade och svårtolade för att unna nå allmän acceptans som ett "officiellt" mått på underliggande inflation att löpande produceras av SCB. Kompletterande index Ett allmänt onsumentprisindex fyller enligt min mening de grundläggande rav, som med hänsyn till de tre inledningsvis nämnda användningsområdena an ställas på ett löpande (månadsvis) beränat och publicerat mått på onsumentprisutveclingen. Som framhölls ovan bör emellertid ocså ett onstantsatteindex (KSI) beränas månadsvis som en indiator på underliggande inflation. KSI bör ocså unna ersätta nettoprisindex på flertalet av de områden där detta index nu används, t.ex. för prisjustering där man inte vill räna in effeter på den allmänna prisutveclingen av indireta satter. Värdet av att ocså fortsättningsvis genomföra löpande beräningar av nettoprisindex får mot denna bagrund betratas som start begränsat. Det torde inte heller föreligga något behov av att löpande beräna ett allmänt bruttoprisindex d.v.s. ett index inlusive direta satter och med avdrag för direta inomstöverföringar till hushåll.

SOU 999:24 Sammanfattning Det är troligen motiverat att från tid till annan genomföra detaljerade undersöningar av levnadsostnadernas förändringar för bestämda ategorier av hushåll, med fördelning efter inomstlass och hushållsategori (ategoriprisindex). Sådana beräningar an utgöra en vitig del av underlaget för fördelningspolitisa studier. De ställer emellertid väsentligt större rav på detaljerat statistist underlag såväl prisuppgifter som vitunderlag av hushållsbudgettyp än beräning av ett allmänt onsumentprisindex. Sillnaderna mellan inomst- eller åldersgrupper av hushåll får nämligen antas till stor del gälla onsumtionens fördelning inom varugrupper t.ex. mellan olia varianter av varorna inom grupperna läder och onsumentapital-varor. Det har däremot inte manifesterats någon större efterfrågan på löpande beräning och publicering av ategoriprisindex, och det finns enligt min mening inte tillräcligt stara säl för att omplettera KPI med sådana indexberäningar. Organisationsfrågor Det bör ocså fortsättningsvis vara SCB:s ansvar att anpassa produtionen och spridningen av den officiella KPI-statistien till rådande behov. Organisationen av utveclingsarbetet rörande onsumentprisindex där indexnämnden avgör frågor av principiell natur om tolningen av grunderna för indexberäningen har enligt min uppfattning fungerat effetivt. Versamheten i nämnden bör fortsätta i stort sett på samma sätt som hittills. Indexets vitiga roll som regulator i bl.a. socialförsäringssystemet bör doc bättre än nu speglas i nämndens sammansättning. Jag föreslår därför att en nionde ledamot sall förordnas av SCB efter förslag från Risförsäringsveret och Socialstyrelsen.

SOU 999:24 3 Summary The Committee has reviewed the Swedish Consumer Price Index (CPI) based on the areas of use for the index and their implications for the design of the index. Proposals for changes are presented in the report, concerning the general design of the CPI as well as the calculation of the index in specific areas; especially owner occupied housing and income related charges. The use of the CPI as a basis for stabilisation policy is also discussed, especially its function as a target variable for the Central Ban s monetary policy. In addition to the issues regarding a general Consumer Price Index, the report contains a discussion of supplementary indices, e.g. indices for specific categories of households and measures of core inflation. Three main areas of use for the CPI are addressed in the report: for compensation purposes and as a general measure of changes in the cost of living, for computation and analysis of real income changes, as a general measure of the internal purchasing power of the Swedish currency and as a target variable for monetary policy. The Committee s proposals are based on the opinion that a Consumer Price Index should measure, as far as possible, the effect of price changes on the households consumption costs. This cost approach is closely lined to the theory of the cost of living index. The Swedish CPI, designed by the two major committees in the area (SOU 943:8 and SOU 953:23) can be regarded as an ambitious attempt at approximating a cost of living index. To a large extent the CPI has been able to fulfil its original aims as a basis for price compensation in the social security system and for calculation of real income changes in a satisfactory manner. The treatment of interest cost for owner occupied housing in the index has caused considerable problems, however. This has also been evident lately when the CPI is used as an inflation measure as a basis for stabilisation policy, especially monetary policy. The changes proposed in this report do not imply fundamental changes in the general approach. The aim is rather to improve, in a

4 Summary SOU 999:24 number of specific areas, the ability of the CPI to measure cost changes that confront households. General design of the CPI It is proposed that the CPI be a chain index consisting of year-to-year lins that measure the relation between the average price level during two consecutive years. The chained index for a specific month is the product of these year-to-year lins and a final lin, which measures the relation between the price level during that month and the average price level during the calendar year two years earlier. On the relatively aggregated level, where up-to-date weight data are available, the year-to-year lins should be based on the average composition of consumption during the two compared years (a Walsh index). For calculation of the year-to-month lin, information on the composition of consumption in the base year should be used (a Laspeyres lin). On a lower level, where relevant and up-to-date weight data are not available, calculations should be based, in most cases, on the assumption that shares in value terms are unchanged (unitary elasticity of substitution). Exceptions from this rule could be made in cases where it is not reasonable to assume that relative volumes are affected by changes in relative prices. When aggregating to higher levels, however, where alternative groupings of the index are made for analytic purposes, weights in the year-to-month lin should be of the Laspeyres type, i.e. based on the consumption volumes in the base year. Monthly indices should generally not be seasonally adjusted. A seasonal (or quality) adjustment could be made, however, in some cases where seasonal variations can be attributed to quality differences or to variations in the households valuation of the goods in question. The rate of inflation, calculated over twelve months, should be computed as a ratio between the official index numbers, and not (as is done now), adjusted for weight revision. Such revisions at year-end will cause jumps in the twelve-month inflation rates, but they are only about 0, percent. The interpretation problems that this may cause are considered to be small compared to the advantage, by having one single measure, of avoiding confusion concerning the rate of inflation.

SOU 999:24 Summary 5 Durable goods The cost for using durable goods that have a secondhand value can be regarded as a ind of rent. When a household itself owns the goods, the cost can be calculated either using a rental equivalent method or through direct estimation of the capital cost. For durable goods other than housing, the price index is now calculated by a net acquisition approach, i.e. the whole cost is allocated to the period of purchase. It may be possible to extend the cost approach to some of these goods, but the Committee has not reviewed this issue more closely. The price index for dwellings in housing co-operatives is proposed to be calculated, lie now, as a rental equivalent. It should be investigated, however, if the method can be improved, so that the sample of rented apartments better represents the composition of the stoc of co-operative dwellings. The maret for renting single-family houses in Sweden is too small to be useful as a basis for a rental equivalent approach regarding housing cost in owner-occupied houses. It is necessary, therefore, to base the index on direct calculation of changes in user cost. The cost for owner-occupied housing consists of: current operational cost, costs for heating and repair, and capital cost, including interest, depreciation minus accruing capital gains, and property tax. Due to the long-term nature of the households housing decisions, it is not appropriate, however, to let year-by-year variations in the difference between interest rates and capital gains influence the index directly. Instead it is proposed that the capital cost excluding property tax be treated as a constant percentage of the current value of the property, within each index lin. The cost would then be calculated assuming a constant relation within each index lin between the long-term nominal interest rate and the (expected) long-term capital gain, and a constant depreciation rate. The index, excluding property tax, is then determined by an index of dwelling prices, and the weight corresponds to capital cost adjusted for tax effects. Changes in property tax are proposed to affect the index fully, as they do now. The effects of capital income and capital gains taxes, on the other hand, will only influence the weight for capital cost. The index for maintenance and repair will be limited to cover only repair activities of a routine nature. Other similar activities that may be motivated by longer-term depreciation are regarded as investments.

6 Summary SOU 999:24 Income-related charges Charges for care of children and elderly people are not included in the present Swedish CPI. Based on the general principles for the index, this exclusion cannot be justified. The charges for child care should be included in the CPI, as is now done in the European harmonised index (HICP). Regarding fees for the care of elderly people the situation is more complex, due to the fact that for households with low incomes these charges are regulated, to a large extent, through so-called reservation amounts (income remaining after paying the fees). These amounts are in turn adjusted for price level changes using the CPI. For this reason and also because the present tariff structure in different municipalities is very complicated the charges should continue to be left out of the CPI. The situation in this respect will probably change, however, as a larger share of households in this age group will receive pension payments based on earlier salary income. Charges for care of elderly people will then have to be included into the CPI. The index should be calculated based on changes in the prices that the households actually pay for the services, regardless of whether the changes are caused by rising incomes or by changed fee structures. Reliability The Committee has reviewed different sources of uncertainty and their contribution to total uncertainty in index results. The index is used for different purposes and the demand for reliability that stems from them has been analysed. Measures that would improve reliability have also been considered. This review does not result in any tangible proposals for methodological changes in addition to those proposed in the other parts of the report. It is observed that the sum of systematic errors (bias) in the proposed index can be expected to be low, compared to many other countries, possibly by the size of +0.3 percent a year on average. However, even such a small bias will result in significant unintentional redistribution when long term index lining is applied to social benefits or contracts. Uncertainty due to sampling errors is estimated at + 0.4 per cent a year (95% confidence interval). This uncertainty should at least not be allowed to increase. The simplified methods proposed for owner-occupied housing and for co-operative dwellings, as well as the net acquisitions method used for other durable goods, also contribute to uncertainty. An assessment that

SOU 999:24 Summary 7 seems reasonable is that this contribution is of the same order of size as the sampling error. Significant mistaes should be avoided. However, measuring price change is a complicated tas. Thus it is important to use high silled expertise in index theory and methodology, deep nowledge about current conditions and trends in the concerned marets and efficient production processes. CPI as a basis for stabilisation policy The consumer price index is also used as part of the information base for the design and evaluation of stabilisation policy. A main question here concerns the usefulness of the proposed Swedish CPI and of the HICP as a target variable for monetary policy. The changes proposed here in the design of the CPI, especially regarding the treatment of interest costs for owner-occupied housing, will considerably improve its usefulness as a target variable compared to the present CPI. The direct impact of interest changes in the present CPI has caused difficulties for the interpretation of monetary policy. The HICP has been created specifically for stabilisation policy purposes. It is a Laspeyres-index and therefore has a tendency to systematically overestimate the rate of increase in the cost of living. This cannot be regarded as a serious problem, however, since the size of the upward bias is well nown. At the same time the HICP avoids the above-mentioned jumps in the calculated twelve-month inflation rates caused by weight revision. Considering the very limited size of these effects, they cannot be seen as an important factor when choosing between the two indices. Some CPI sub-indices are excluded in the HICP. Examples are housing costs in co-operatives and capital costs in owner-occupied houses. Changes in the treatment in the HICP of owner-occupied housing are considered, however. The most important advantage of the HICP as a focus and target variable for Swedish monetary policy is that it can be compared directly to inflation measures for other European countries and to the target variable for the European Central Ban. A disadvantage is that its future design is still to some extent uncertain. The Committee has been requested, by the Swedish Central Ban, to specify an indicator of core inflation that can be broadly accepted and can be published monthly by Statistics Sweden. The question is also raised if such an index could replace the CPI as a target variable for monetary policy. If a measure of core inflation is to be used as a target

8 Summary SOU 999:24 variable, a simple form of constant-tax index appears to be the best alternative. The constant-tax index now produced by Statistics Sweden (UNDX) has been over the period after the major tax reform in the early 990 s a good trend indicator for the CPI excluding mortgage interest. The Committee suggests, however, that the constant-tax index should continue to be used as a supplement to the official target variable (the new CPI or the HICP) rather than replace it. The constant-tax index proposed in this report (KSI) is an index where adjustment is made only for the effects of tax and subsidy changes at the final stage (sales to consumers). As a trend indicator for consumer prices it is probably more reliable than measures of the constant-tax or net-price type where adjustments are made also for tax changes in earlier stages of the production chain. The reason for this is that such changes often influence factor/input prices rather than consumer prices. Other measures or indicators of core inflation are also needed as an information base for analysing inflationary tendencies, and some of these measures should probably be lined to the consumer price index. Examples are: indices excluding goods with strong price fluctuations indices focusing on the impact on inflation from domestic sources, and indicators based on specific economic models for price and production change. These additional indices will probably be too technically complicated, however, to be accepted as official measures of core inflation. Supplementary indices A general consumer price index can fulfil the general requirements for an index produced monthly that arise from the three above mentioned areas of use. A constant-tax index (KSI) should also be published monthly, however, as an indicator of core inflation. The KSI can replace the present net-price index in most of its areas of use, e.g. for index-lined payments where it is not considered appropriate to include effects from indirect taxes. A monthly net-price index will therefore have a very limited value. There will probably not be any need for producing a general grossprice index, i.e. an index including direct taxes and with deduction for direct income transfers to households. Detailed studies, from time to time, are probably warranted regarding changes in the cost of living for different categories of households; e.g.

SOU 999:24 Summary 9 household types, income and age groups. These studies can form an important part of the information base for analysis of welfaredistribution issues. However, they require considerably more detailed information, both regarding price data and household budget data, than is needed for the calculation of a general (plutocratic) consumer price index. Differences between income and age groups can be assumed to concern the allocation of consumption within commodity groups e.g. between specific types of goods in the areas of food products and clothing. Strong demand has not been noted for monthly price indices for different categories of households. In the Committee s opinion there are not sufficient grounds for proposing that the CPI be supplemented by such monthly indices. Organisational issues It should be the responsibility of Statistics Sweden to adjust production and presentation of CPI statistics to current needs. The Consumer Price Index Board is responsible for the interpretation of the principles of the CPI. This organisational model has functioned well, and it should continue in essentially the same way as now. A new member should be added to the Consumer Price Index Board, however, in order to strengthen its competence regarding i.a. the social security system.

SOU 999:24 2 Inledning Huvudpunterna i utredningsuppdraget an sammanfattas på följande sätt: Att artlägga behovet av prisindex för olia ändamål, att analysera de principiella frågeställningar artläggningen ger upphov till, att analysera hur index allmänt bör vara utformade för olia ändamål, att bedöma i vilen utsträcning befintliga index tillgodoser dessa behov, och att formulera preciserade ritlinjer på vissa områden för att underlätta tolningen av de principiella grunder som föreslås. Frågan om användbarhet betonas start i utredningens diretiv: Avgörande för utformningen av en index är dess syfte. Utredaren sall främst artlägga behoven och analysera de principiella frågeställningar artläggningen ger upphov till. Utifrån detta sall anges vilen storhet som det i olia sammanhang är indexens mål att mäta. Utredaren sall ocså belysa behovet av prisindex för olia ändamål, analysera hur index allmänt bör vara utformade för olia ändamål samt bedöma i vilen utsträcning befintliga index (HIKP, KPI, nettoprisindex) tillgodoser dessa behov. Behov av att mäta den underliggande inflationen bör behandlas i detta sammanhang. I diretiven framhålls att tillomsten av ett europeist harmoniserat index för onsumentpriser (HIKP) på sit an innebära att raven på ett nationellt KPI förändras. Mot bagrund av de öade behoven av index för olia syften ställs ocså frågan om flera index bör ersätta eller omplettera KPI. När det gäller den sista punten ovan, dvs. formulering av preciserade ritlinjer, nämns i diretiven följande sju problemområden:. Utformningen av index för egnahemsägarnas och bostadsrättsinnehavarnas boendeostnader.

22 Inledning SOU 999:24 2. Relevansen för föreslagna index av den disussion som förts avseende översattande systematisa fel. 3. Behandlingen av subventioner och inomstrelaterade taxor. 4. Ritlinjer för val av indexformel på lägsta aggregeringsnivå. 5. Valet av mätperiod. 6. Principer för behandling av säsongsvariationer. 7. Krav på tillförlitlighet. Utredningsarbetet har bedrivits i ett antal olia steg, och betänandets disposition följer i stort denna uppläggning. Först har en artläggning gjorts av användningsområdena för svens KPI och de rav på index, som atualiseras vid olia slags användning. Ocså de förändringar i utnyttjandet av index, som sett under senare år, har undersöts i detta sammanhang. Grundläggande principer för utformning av index har sedan disuterats mot bagrund av dels de olia användningsområdena, dels eonomis och statistis indexteori. Karläggningen redovisas i apitel 2, och där ges ocså en första, ortfattad presentation av utgångspunter för utformningen av index. Vägledande principer för ett onsumentprisindex behandlas mer utförligt i Bilaga 2 till betänandet I nästa steg följer en tenis genomgång av olia alternativ för indexonstrution och bestämning av onsumtionsviter på olia aggregeringsnivå. Kapitel 3 handlar om indexonstrutionen, bl.a. vilen indexformel som sall användas för att väga samman pris-förändringar på olia varor och tjänster. Först disuteras valet av indexformel utifrån den principiella och alylmässiga genomgång av olia alternativ, som redovisas i Bilaga 3 till betänandet. Därefter följer en disussion av beräningsmetoder på lägre nivå, där underlaget för bestämning av onsumtionsviter är mer bristfälligt. Kapitlet inne-håller ocså en disussion av de beräningsproblem, som har att göra med säsongvariation i priser och onsumerade vantiteter. De två därpå följande apitlen innehåller analyser av särsilda problemområden, som nämns i diretiven, främst behandlingen av boendeostnader i egnahem och av varuområden med omfattande subventionering och/eller inomstberoende taxor. I apitel 4 disuteras de synnerligen svårlösta problem, som har att göra med hur användningen av varatiga varor, särsilt egnahem, bör behandlas i onsumentprisindex. En motsvarande disussion av frågor om behandling av politist bestämda taxor (speciellt de inomstberoende) följer i apitel 5. Risen för systematisa fel (bias) i beräningar av onsumentprisindex har varit föremål för en intensiv debatt de senaste åren. Särsilt har uppmärsammats riser för översattande bias, som sammanhänger dels med indexonstrutionen, dels med behandlingen av

SOU 999:24 Inledning 23 valitetsförändringar och nya varor. Dessa och andra fatorer som påverar indexets tillförlitlighet disuteras i apitel 6, lisom raven på tillförlitlighet hos index. I Bilaga 6 görs en genomgång av de biasutredningar som gjorts i ett antal länder, och av den riti som där ritas mot index, särsilt i den ameriansa s.. Bosinommissionens rapport. I bilagan görs en uppsattning av motsvarande felriser i ett svenst KPI. En analys av möjligheterna att minsa föreomsten av systematisa fel med hänsyn framförallt till behandlingen av valitetsförändringar och nya varor redovisas i Bilaga 7. KPI:s roll som underlag för stabiliseringspoliti behandlas i apitel 7. Huvudviten har lagts på användningen av index som målvariabel för Risbanens penningpoliti och på det europeisa harmoniserade indexet (HIKP) som alternativ till KPI i det sammanhanget. Vidare disuteras behovet av och den lämpliga utformningen av mått på s.. underliggande inflation. I apitel 8 disuteras behovet av ompletterande index vid sidan av KPI, t.ex. ategoriprisindex och nettoprisindex. Det avslutande apitlet är inritat på frågor om fastställande av och presentationssätt för index. Kapitlet innehåller ocså en disussion av indexnämndens framtida ställning och sammansättning. Framställningen i betänandets huvudtext är relativt ortfattad, medan ett antal olia metodfrågor behandlas mer utförligt i bilagor. En sådan uppläggning motiveras av att många av dessa frågor har utpräglat tenis aratär. Syftet är att huvudtexten sall ge en samlad och såvitt möjligt lättbegriplig bild av de förändringar som föreslås beträffande grunderna för beräning av index.

SOU 999:24 25 2 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 2. Användningsområden Kvalitén hos ett prisindex lisom hos varje annan produt bestäms av dess användbarhet för det, eller de, ändamål som det är avsett för. Förslag om indexberäningar måste därför grundas på en artläggning av användningen, på en precisering av den fråga man i varje särsilt fall sall besvara samt på en avvägning mellan olia behov. Vi sall här närmast ge en översitlig bild av användningsområdena för onsumentprisindex och mot den bagrunden redovisa några allmänna utgångspunter för utformningen av index. Användningsområdena för onsumentprisindex an delas in i följande tre huvudgrupper:. Användning för ompensationsändamål och som allmänt mått på utveclingen av hushållens levnadsostnader. Det an handla om att bilda underlag för justering ( värdesäring ) av: pensioner, socialbidrag och andra inomstöverföringar till hushåll från den offentliga setorn, sattesalor, transfereringar inom den privata setorn, priser i långfristiga avtal, priser på realränteobligationer. 2. Sådan användning som har att göra med omräning av nominella värdebelopp/värdeförändringar till volym- eller realvärdemått. Hit hör t.ex. användningen: för beräning och analys av hushållens öprafts- eller realinomstutvecling, som underlag för löneförhandlingar och för analys av reallöneutveclingen, för volymberäning (deflatering) av detaljhandelsomsättningen och av privat onsumtion i nationalräensaperna.

26 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 3. Användning i stabiliseringspolitisa sammanhang. De vitigaste exemplen är KPI:s användning: som ett generellt mått på utveclingen av ronans inhemsa öpraft, för jämförelser med onsumentprisutveclingen i andra länder, och som målvariabel för stabiliseringspoliti, särsilt Risbanens penningpoliti. När det gäller det första användningsområdet bör framhållas, att indexregleringens funtion i allmänhet inte är att onstanthålla öpraften hos de berörda hushållens totala inomster. I stället handlar det om att realvärdesära bestämda belopp, som överförs antingen från den offentliga setorn (t.ex. pensioner) eller mellan hushåll (t.ex. underhållsbidrag). Ett undantag är socialbidragen, som syftar till att fylla ut hushållens realinomster upp till en bestämd nivå. Ett annat är det särsilda bostadstillägget för pensionärer, där basbeloppet används för att beräna en sälig levnadsnivå. Kraven, eller önsemålen, beträffande indexets egensaper an i en del avseenden silja sig mellan olia användningar. En huvudfråga, som ocså ställs i diretiven, är om sådana sillnader motiverar att flera index bör ersätta eller omplettera KPI. Mot intresset av att unna sräddarsy prisindex för silda ändamål måste emellertid ställas värdet av att (som nu) ha tillgång till ett officiellt, väl änt och accepterat index med brett användningsområde. Det är ocså vitigt att largöra gränsen mellan vad som an regleras t.ex. i fråga om pensioner och andra inomstöverföringar med automati grundad på ett bestämt prisindex, och vad som räver politisa beslut i det ensilda fallet. Det är exempelvis nappast rimligt att KPI-baserad ompensation sulle unna lösa fördelningsproblem som uppommer vid en omläggning av sattesystemet eller marant ändrad andel avgiftsfinansiering för offentliga tjänster. Utredningens uppgift är följatligen inte enbart att bestämma egensaperna hos ett idealist index för varje ensilt användningsområde. Man måste ocså bedöma hur allvarlig effeten blir om man avstår från vissa av dessa egensaper, för att nå större enhetlighet. Det finns således anledning att undersöa i vad mån en enhetlig index-onstrution an utnyttjas för flera syften. En huvudslutsats i detta betänande är att det finns goda förutsättningar för att onstruera ett onsumentprisindex som är användbart på alla de tre huvudområden som nämndes ovan. Den existerande, eonomisa teorin för levnadsostnadsindex är då en vitig utgångspunt. I nästa avsnitt sall vi ge en ort genomgång av de definitioner och avgränsningar, som görs i denna teori.

SOU 999:24 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 27 2.2 Teorin för levnadsostnadsindex Den eonomisa ansatsen till indexteorin bygger på antagandet om optimerande beteende hos hushållen. Den tar sin utgångspunt i eonomis miroteori, där begrepp som nyttofuntioner, efterfrågefuntioner och priselasticiteter spelar en central roll. Enligt denna teori sall index (ett s.. onstantnyttoindex eller sant levnadsostnadsindex) ange förhållandet mellan de penningbelopp som erfordras för att i två prissituationer upprätthålla samma onsumtionsstandard, eller samma nyttonivå, t.ex: I t 0 t t t P Q * + P2 Q2 * +... + PK QK * = 0 0 0 0 0 0 P Q + P Q +... + P Q 2 2 K K K = = K = t P Q *, (2.) P Q 0 0 0 0 0 t t t där P, P2..., P K respetive P, P2..., PK är priserna i två olia prissituationer för varorna, 2,... K. Q 0, Q 0 0 2..., Q K är de vantiteter av respetive vara som onsumerades vid den ena prissituationen (0), medan Q *, Q 2 *..., Q K * är en varuorg som sammantaget representerar samma onsumtionsstandard, och som sulle ha valts om det istället var den andra prissituationen (t) som gällde. Ett sådant index innebär att man jämför två situationer, där inte bara priserna utan ocså onsumtionens sammansättning siljer sig åt (på grund av hushållens anpassning till ändrade relativa priser). I pratien måste emellertid ett prisindex vara beränat utifrån en bestämd varuorg även om denna an vara en sammanvägning av observerad onsumtionssammansättning i båda de jämförda situationerna. Forsningen på området handlar följatligen till stor del om hur olia tänbara indexformler förhåller sig till ett sant levnadsostnadsindex. Vi återommer till valet av indexformel i nästa apitel. Det bör framhållas, att teorin bygger på start förenlande antaganden om marnadernas funtionssätt och onsumenternas beteende. Exempelvis förutsätts hushållen ha fullständig ännedom om onsumtionsvarornas valitet och priser. Beräning av ett sant levnadsostnadsindex sulle ocså räva ingående ännedom om hushållens preferenser, representerade bl.a. av egenpris- och orspriselasticiteter. Teorin är dessutom primärt utformad för ensilda hushåll, och över-gång till index för grupper av hushåll eller hela hushållsolletivet innebär ytterligare ompliationer. Det är mot den här bagrunden vitigt att understrya, att teorin endast an bidra med viss vägledning, inte med färdiga anvisningar om hur index bör beränas.

28 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 För en mer utförlig genomgång av indexteorin hänvisas till Bilaga 2 Vägledande principer för ett onsumentprisindex. Där behandlas ocså den s.. axiomatisa indexteorin och dess relevans för utformningen av index. En vitig begränsning hos teorin är att den är atemporal (sanar tidsdimension). Då teorin tillämpas på jämförelser mellan tidsperioder, t.ex. olia år, måste man förutsätta att hushållens preferenser inte ändrats. Sparande, tillgångar och sulder beatas inte. Det betyder att det inte finns någon sillnad mellan (disponibel) inomst, totala utgifter och totala ostnader för onsumtion. Teorin an då formuleras i termer av ompenserande förändring av hushållens inomster. För-ändringen av ett teoretist levnadsostnadsindex blir lia med den relativa förändring av de disponibla inomsterna som möjliggör en oförändrad onsumtionsstandard då priserna ändras. I en värld med hushållssparande såväl i finansiella tillgångar som i realapital, t.ex. egnahem blir situationen betydligt mer omplicerad. Sparandet innebär att ostnaden för periodens onsumtion siljer sig från den disponibla inomsten, och utgifterna under perioden siljer sig från ostnaden t.ex. beroende på onsumtionsrediter och/eller räntebetalningar. Man ställs inför valet mellan ostnads-, utgifts- och (nödvändig) inomständring som underlag för indexberäningen. Om man vill välja inomstalternativet tillommer ytterligare ompliationer, som har att göra med dels inomstberoende satter och bidrag, dels tillränade inomster av typen egnahemsinomst. Enligt min mening bör indexdefinitionen baseras på ostnaden för oförändrad onsumtionsstandard i de perioder indexberäningen avser. Indexberäningar utifrån inomst- eller utgiftsalternativen sulle behöva byggas på omplicerade flerperiodsmodeller för hushållens onsumtionsoch sparandebeslut. Sälen för att välja ostnads-ansatsen och dess innebörd på olia delområden sall disuteras mer ingående i senare avsnitt av betänandet. Det finns betydande sillnader mellan olia länder, redan då det gäller den grundläggande synen på vad ett onsumentprisindex bör mäta. Med viss förenling an man här tala om två solor. Den ena utgår från begreppet levnadsostnad och menar att ett index sall mäta förändringen av ostnaden i pengar för att ett representativt hushåll, eller ett aggregat av hushåll, sall unna bibehålla en bestämd onsumtionsstandard. Den andra delarerar helt enelt att index sall mäta genomsnittlig prisförändring för en bestämd org av onsumtionsvaror och tjänster. I principiella uttalanden ansluter sig USA och Nederländerna, lisom Sverige, till det första synsättet. Samtidigt ansluter sig Australien och ett flertal europeisa länder explicit till den andra tradi-tionen. Den har

SOU 999:24 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 29 ocså legat till grund för det europeisa harmoniserade indexet, HIKP. Det svensa onsumentprisindex hör otvivelatigt hemma i den förstnämnda traditionen, vilet lart framgår av motiveringarna i grundläggande utredningstexter på området (SOU 943:8 och SOU 953:23). 2.3 Pris- och onsumtionsbegrepp Ett mått på den allmänna prisutveclingen sall ange hur mycet priserna i genomsnitt förändras från en tidsperiod till en annan. Av flera säl är det doc långt ifrån självlart hur ett sådant genomsnitt sall beränas. För att välja mellan olia tillvägagångssätt måste vi bli mer onreta med avseende på måttets innebörd. Utredningens uppdrag är begränsat till att avse prisindex för hushållens onsumtion. En lämplig utgångspunt för ett sådant index är att det sall mäta effeten av prisförändringar på de ostnader hushållen har i egensap av onsumenter, d.v.s. som förbruare av onsumtionsvaror och tjänster. En sådan utgångspunt är onsistent med den eonomisa indexteorin. Syftet med ett prisindex är således att mäta effeten av prisändringar. Förändrad tillgång eller valitet på varor och tjänster som an användas fritt, utan diret ostnad för användaren, beatas således inte. Det gäller såväl olletiva nyttigheter, t.ex. inom områdena miljö och infrastrutur, som de varor och tjänster, t.ex. på miljö- och sjuvårdsområdena, som tillhandahålls fritt för individuell onsumtion. Däremot, i den mån onsumenter är villiga att betala mer för exempelvis en miljövänligare vara, sall det tolas som en valitets-sillnad. Varans miljöegensaper uppsattas och värderas då på samma sätt som andra egensaper; hållbarhet, design etc. Effeter av förändringar i externa förhållanden, såsom limat, miljö och olycsriser, avspeglas således inte i index. I relation till indexteorin får detta tolas som att KPI är ett betingat levnadsostnads-index, där dessa fatorer antas vara onstanta. I pratien finns doc här en del tolningsproblem, t.ex. i fråga om försäringspremier. Med levnadsostnader avses hushållens samtliga direta ostnader för förbruning av varor och tjänster. Beräningsgrunderna påveras alltså inte av politisa värderingar t.ex. av vad som anses önsvärt att de politisa välfärdssystemen ompenserar för. Inga ostnader för onsumtion utesluts a priori, även om nyttigheterna är ohälsosamma eller t.o.m. illegala. Hela det pris hushållen betalar för onsumtionsvaror och -tjänster bör uppfattas som ostnad för onsumtion, även om en del av priset utgörs

30 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 av indiret satt. Däremot betratas inte de indireta ostnader för onsumtion, som an anses föreligga genom att hushållen får betala satt på inomst och förmögenhet för olletiv finansiering av onsumtionstjänster, som levnadsostnader i denna mening. Sälet är att det där inte finns något omedelbart samband mellan det ensilda hushållets ostnad för satten och dess förbruning av ifrågavarande tjänster. Motsvarande avgränsning gäller i fråga om subventioner och transfereringar till hushåll. Det pris, eller den avgift, hushållen fatist får betala för varan eller tjänsten är det relevanta priset, även då det utgör en liten del av den totala ostnaden återstoden subventioneras eller utgör offentlig onsumtion. Direta (ice varuannutna) transfereringar beatas däremot inte i levnadsostnadsindex. Det finns emellertid ett antal avgränsningsproblem i fråga om satter och subventioner. Ett exempel är fastighetssatten på småhus formellt sett är den en diret satt, men den är diret nuten till en bestämd typ av onsumtion. Samtidigt an (avdragsrätten i) apital-inomstbesattningen betratas som en indiret subvention till boende i egnahem och bostadsrätt. Behandlingen av bostadsbidrag och av inomstberoende taxor vållar ocså svårigheter i detta sammanhang, lisom avgränsningen mellan direta satter och vissa typer av avgifter. Vi återommer till dessa tillämpningsfrågor i senare apitel. När det gäller behandlingen av direta satter och transfereringar bör framhållas, att s.. levnadsostnadsindex ursprungligen, såväl i Sverige som i flertalet andra länder, beränades inlusive diret satt. I Sverige avsaffades dessa index (bruttoprisindex) först på 950-talet. Säl för och emot användning av bruttoprisindex som omplement till KPI disuteras i apitel 8. Kostnadsansatsen innebär i princip att hushållens ostnad för att under den atuella perioden utnyttja varor och tjänster sall ligga till grund för indexberäningen. Hushållens ostnader för de varor och tjänster, som förbruas i nära anslutning till ansaffningstidpunten, an föras till samma period och är lia med de belopp man fått betala (ansaffningspriset). Detsamma gäller för varatiga varor som sanar andrahandsvärde och där hela ostnaden därför belastar ansaffningsperioden. För andra varatiga varor är situationen mer omplicerad. Ett index definierat i termer av ostnaden för vad hushållen onsumerar bör där i princip mäta priser/ostnader som belastar var och en av perioderna. Prisbegreppet för (användning av) sådana varatiga varor är snarast att jämföra med en hyra. Då hushållen själva äger varorna an ostnaden ocså uppfattas som sillnaden mellan dessas värde vid periodens början och periodens slut plus ostnaden för finansiering. Den an beränas

SOU 999:24 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 3 antingen genom en hyresevivalentmetod eller genom en mot denna svarande ostnadsalyl. I pratien tillämpas emellertid periodisering endast vid beräning av boendeostnader i egnahem. För andra varatiga varor som t.ex. hushållens bilar, möbler och hushållsmasiner accepteras en förenlad metod, som innebär att hela inöpspriset ränas som en ostnad under ansaffningsperioden. Detta måste givetvis betratas som ett marant avsteg från en strit ostnadsansats. Det är emellertid en förenling som tillämpas internationellt, såväl i fråga om onsumentprisindex som i nationalräensaperna. Egnahemsposten i det svensa KPI innehåller ett mått på ostnaden för utnyttjande av småhus plus uppvärmnings-, reparations- och andra driftsostnader. Beräningen av detta slags boendeostnader är doc problematis i flera avseenden, och proble-men disuteras närmare i apitel 5. Mått baserade på förändringar av hushållens utgifter för onsumtion är inte användbara för beräning av onsumentprisindex. Det finns i allmänhet inget diret samband mellan förbruningens/ostnadernas fördelning över tiden och fördelningen över tiden av utgifter i form av ontantinsatser, amorteringar och räntebetalningar. Inte heller går det att entydigt nyta utgiftsändringar till prisändringar i den atuella perioden de an i stället till stor del bero på (påtvingade eller av hushållen valda) förändringar i finansieringssätt. Om hushållens valfrihet i fråga om finansiering vore start begränsad, sulle utgifts-baserade mått unna ha relevans som mått på prisändringars inveran på hushållens lividitet. Detta är emellertid enligt min mening inte en uppgift för onsumentprisindex. Så långt gäller disussionen vila priser som har relevans för indexberäningen. Nästa fråga gäller vilen (eller vems) onsumtion som bör läggas till grund för sammanvägningen av dessa priser eller prisändringar. Vi har redan onstaterat, att den varuorg som hushållen väljer vid rådande priser och inomster bör läggas till grund för indexberäningarna. Vidare handlar det, tills vidare, enbart om ett allmänt onsumentprisindex, för hela hushållsolletivet, inte om ett ategoriprisindex. Här rävs emellertid ytterligare precisering för att largöra vilen avgränsning av onsumtionen som bör gälla i ett svenst onsumentprisindex. Svensa hushålls inomster används huvudsaligen för inöp och onsumtion i Sverige. I en ice obetydlig omfattning ser doc onsumtion ocså utomlands. Inöp görs i utlandet dels i samband med resor, dels via postorder, internet etc. för onsumtion i Sverige. På motsvarande sätt svarar utländsa hushåll för en del av onsumtionen och inöpen av onsumtionsvaror i Sverige. Det finns följatligen ett

32 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 antal alternativa riterier för avgränsningen av ett svenst onsumentprisindex: a) onsumtion i hushåll som är bosatta i Sverige, b) onsumtion som ser i Sverige, c) onsumtion av varor och tjänster som öpts i Sverige. Om det huvudsaliga syftet med index är att ge underlag för ompensation eller för bedömning av hushållens inomstutvecling, borde det i princip inte spela någon roll var inöpen eller onsumtionen ser. Varuorgen borde då definieras enligt a) ovan. Vill man i stället belysa svens inflationstat i ett stabiliseringspolitist perspetiv, så är det å andra sidan rätt uppenbart att priserna vid inöp i Sverige bör ligga till grund för beräningen. Möjligen an det ocså på andra grunder hävdas, att priser vid inöp i andra länder inte bör ha någon relevans för hur inomster regleras i Sverige. En sådan grund an vara, att det svensa samhället inte an anses ha påtagit sig ett ansvar för förhållandena i andra länder eftersom det inte an påvera dessa förhållanden. Ändå torde annytningen till svensa hushåll eller svensa inomster ligga närmast till hands vid användning av onsumentprisindex för ompensations-ändamål. Utan tvivel är detta ocså fallet då index används för att beräna realinomstförändringar. I pratien beränas emellertid onsumentprisindex i alla länder med priserna vid inöp av onsumtionsvaror och tjänster inom landet som grund, medan viterna vanligen är hushållsbudgetdata, som avser sammansättningen av inhemsa hushålls onsumtion. Ett onsumentprisindex an därför ofta arateriseras som ett mått på prisutveclingen för inhemsa hushålls inöp inom landet. Ett säl för denna avgränsning är beräningstenist; det har ansetts bli alltför resursrävande att få fram underlag beträffande prisutveclingen för hushållens inöp utomlands. Detta måste fortfarande betratas som ett avgörande säl för att utgå från priser vid inöp i Sverige vid beräning av KPI. Med hänsyn till den snabba utvec-lingen i ritning mot mer internationaliserad onsumtion såväl genom turistresor och bosättning utomlands som genom hushållens diretinöp från utlandet an det doc finnas anledning att efter en tid överväga förändringar av beräningsgrunderna i detta avseende. Förbättrad täcning sulle i så fall unna åstadommas genom att på områden med betydande diretinöp utomlands göra ompletterande prismätningar eller utnyttja andra länders prisstatisti. Behovet av en sådan utvidgning bör bedömas av SCB och Nämnden för onsument-prisindex.

SOU 999:24 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 33 Vid bestämning av onsumtionsviter i ett prisindex omfattande många hushåll med olia öpraft och silda onsumtionsmönster, atualiseras ocså frågan vilen vit som sall ges åt varje ensilt hushålls onsumtion. Nuvarande onsumentprisindex syftar till att ge ett mått på hur mycet ostnaden för hela olletivets sammanlagda onsumtion förändras till följd av prisändringar. En ostnadsrona har lia stor betydelse för vitberäningen oavsett vilet hushåll som använder den, och viten för en viss vara utgörs följatligen av hushållens sammanlagda onsumtion av varan. Ett index som beränas utifrån denna vägningsprincip allas plutoratist index. När index används för ompensationsändamål, är ett plutoratist index inte uppenbart det bästa alternativet. Varuorgen påveras i allmänhet mer av onsumtionens sammansättning i ett hushåll med hög inomst än av dess sammansättning i ett hushåll med lägre inomst (höginomsthushållet ges högre vit), eftersom gruppen höginomsthushåll har större genomsnittsonsumtion. Alternativet allas ett demoratist index och innebär att varje hushåll, eller anse snarare varje onsumtionsenhet, ges samma vit. Den implicita viten för varje vara bestäms då av dess genomsnittliga andel av hushållens/onsumtionsenheternas varuorgar, till sillnad från dess andel av den samlade onsumtionen. Ett demoratist index an alltså besrivas som ett ovägt genomsnitt av samtliga hushålls individuella levnadsostnadsindex eventuellt vägda med antalet onsumtionsenheter i respetive hushåll. Ett demoratist index, såväl som ett ategoriprisindex, ställer betydligt större rav på detaljerat vitunder-lag än ett allmänt, plutoratist index. Beräning av ett allmänt, demoratist prisindex sulle emellertid enligt min mening inte väsentligt förbättra användbarheten för ompensationsändamål. Som underlag för att beräna öpraften hos speciella grupper (t.ex. pensionärer), eller för reglering av specifia inomställor, har såväl det demoratisa som det plutoratisa indexet lara brister. Om en högre grad av precision eftersträvas i sådana sammanhang, framstår användning av ategoriprisindex, avseende de atuella hushållsategorierna eller inomstslagen, som mer näraliggande än beräningar av ett demoratist index. Vi återommer till frågan om ategoriprisindex som alternativ eller omplement till ett allmänt onsumentprisindex.

34 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 2.4 Några utgångspunter Mot bagrund av grupperingen av användningsområden i avsnitt 2. sall vi här ange några allmänna utgångspunter för KPI:s utformning. Preciseringar och mer utförliga motiveringar presenteras i de följande apitlen. En vitig utgångspunt för utredningens överväganden och förslag är att index sall beränas utifrån prisförändringarnas inveran på hushållens ostnad för onsumtion. Index sall ange (i görligaste mån approximera) hur prisförändringarna påverar ostnaden för att bibehålla oförändrad onsumtionsstandard, oavsett orsaen till prisändringarna. Teorin för levnadsostnadsindex har mest påtaglig relevans, då index används för ompensationsändamål. Som framgår av vår senare disussion (i apitel 4) rörande ostnader för användning av varatiga varor, finns här tolningsproblem som måste beatas vid val av beräningssätt för bl.a. egnahemsposten i KPI. Pratisa hänsyn gör ocså att man tvingas avstå från strit tillämpning av ostnadsansatsen för många varatiga varor. Som vägledande princip bör doc unna slås fast att: Om syftet med index är att bilda grund för prisompenserande inomstöverföringar och reglering av sattesalor, bör ett levnadsostnadsindex utgöra norm för utformningen. Index bör så långt det är pratist möjligt mäta prisändringarnas inveran på ostnaderna för hushållens onsumtion (inte på utgifter eller hushållens behov av lividitet). Slutsatsen gäller oavsett om inomstöverföringarna ser mellan den offentliga setorn/socialförsäringssystemet och hushållen eller inom den privata setorn, och självlart ocså om syftet är att ge ett allmänt mått på förändring av hushållens levnadsostnader. Som framhölls inledningsvis syftar ompensationsanvändningen av index via basbeloppet i allmänhet till att realvärdesära bestämda belopp som överförs till hushåll (t.ex. pensioner eller underhållsbidrag), inte till att fylla ut hushållets totala disponibla inomst till oförändrad öpraft. Ett undantag är socialbidragen, men där baseras beräningarna inte på totalindex/basbelopp utan på en speciellt sammansatt varuorg. Det återstående exemplet i punt ovan d.v.s. pris- eller hyresuppräning i långsitiga avtal har nappast någon tydlig annytning till levnadsostnadsindex. I den mån syftet är att ompensera säljaren för ostnadshöjningar, är ett onsumentprisindex överhuvud taget inte en naturlig utgångspunt. Det här är ett av flera exempel där KPI används i brist på bättre för ändamål som ligger långt från dess egentliga syfte.

SOU 999:24 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 35 Sådana användningsområden an inte ges någon större vit, när utformningen av onsumentprisindex sall bestämmas. När syftet är att mäta förändringar av realinomster eller real onsumtion (punt 2 i avsnitt 2. ovan) är annytningen till ett teoretist levnadsostnadsindex svagare än i fallet med ompensation. Ändå torde i pratien de idealisa måtten för beräning av realinomständringar inte silja sig mycet från ompensationsmåtten bl.a. är betydelsen av varusubstitution vid ändrade relativa priser ungefär densamma. Slutsats: Samma huvudprinciper för utformning av index an tillämpas, oavsett om användningsområdet är beräning av realinomständringar eller ompensation. Valet av index att användas för fastprisberäning (deflatering) av onsumtionsvärden eller andra mått i löpande priser i nationalräensaperna blir beroende av vilet slags mått på volymutveclingen som eftersträvas vill man ha ett volymindex av typ Laspeyres så behövs ett prisindex av typ Paasche etc. Man bör doc unna förutsätta att de önsemål beträffande delindex i KPI, som an härledas från detta slags användning, tillgodoses genom särsilda bearbetningar. De är därför inte avgörande för utformningen av officiella indexberäningar. I båda de hittills behandlade fallen atualiseras frågor om vems eller vilas onsumtion som avses. Strit tillämpning av principerna för levnadsostnads- eller ompensationsindex förutsätter att indexberäningen grundas på onsumtionens sammansättning i de hushåll ompensationen avser. Detsamma an hävdas gälla beträffande beräningar av hur realinomster eller onsumtionsvolymer har utveclats för avgränsade ategorier hushåll, t.ex. av reallönernas utvecling för hela löntagarolletivet eller för bestämda grupper av löntagare. Frågorna om avgränsning och om behov av ategoriprisindex disuteras närmare i apitel 8. Tills vidare väljer vi följande utgångspunt: Endast om det finns en betydande, systematis avvielse mellan utveclingen av totalindexet och indexet för stora och i onsumtionshänseende homogena ategorier hushåll, har motiv för att använda ategoriprisindex någon större bärighet. De ategorier som närmast sulle vara atuella, löntagarhushåll och pensionärshushåll, är inom sig mycet heterogena vad gäller onsumtionens sammansättning. Därför finns inte heller någon större efterfrågan på löpande beräningar och publicering av ategoriprisindex. Det hindrar givetvis inte att detaljerade undersöningar av prisutvec-lingen för olia ategorier av hushåll med indelning t.ex. efter in-omst och familjestorle an ha stort värde för analys av fördelnings-politisa frågor. Sådana undersöningar bör emellertid unna genom-föras

36 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 intermittent (t.ex. var femte år), och frågan om hur de an utfor-mas faller utanför uppdraget för denna utredning. Ett vitigt område, där indexberäningar baserade på en speciell varuorg redan nu används, är som underlag för uppräning av socialbidragsnormen. Den vitigaste uppgiften för KPI i sådana sammanhang torde vara att tillhandahålla delindex som an vägas enligt principer bestämda för respetive tillämpning. Dessa principer an vara normativa eller baseras exempelvis på onsumtionens sammansättning i hushåll med mycet låga inomster. Det tredje användningsområdet för onsumentprisindex som allmänt inflationsmått, framförallt i stabiliseringspolitisa tillämp-ningar behandlas i detta apitel endast mycet ortfattat. Den maroeonomisa teorin ger endast begränsad vägledning för utformningen av prisindex med sådant syfte. Disussionen i betänandet rörande målvariabeln för pennigpolitien avser enbart olia onsument-prismåtts användbarhet i sammanhanget, och den baseras huvud-saligen på den tolning av prisstabilitetsmålet som redovisats av Risbanen. Ett ofta anfört säl för avvielser från ostnadsbaserade index är att ett inflationsmått bör avse atuella transationspriser, inte periodiserade ostnader. Det finns emellertid ocså stara säl som talar för att basera ett inflationsmått på prisförändringarnas inveran på ostnaderna för hushållens onsumtion. I pratien får behandlingen av finansieringsostnader i egnahemsposten stor betydelse för möjlig-heterna att utnyttja onsumentprisindex ocså för stabiliserings-politisa ändamål. För- och nacdelar med olia alternativ i första hand det KPI utredningen föreslår och det europeisa harmoniserade indexet, HIKP disuteras i apitel 7. Det har framhållits, bl.a. av företrädare för den svensa Risbanen, att det centrala är hur den långsitiga, eller trendmässiga, inflationstaten utveclas. Det är denna inflation som påveras av den samlade efterfrågan i eonomin och därmed av penningpolitien. S.. utbudsstörningar, inlusive ändringar av indireta satter och subventioner, an antas ge upphov till endast tillfälliga svängningar i prisstegringstaten runt den långsitiga nivån. Detta behöver inte innebära att KPI och linande mått är olämpliga som grund för ett inflations- eller prisstabilitetsmål. Om störningarna an visas medföra endast tillfälliga svängningar, bör t.ex. KPI:s utfall, ränat över två eller tre år, unna användas för att ontrollera om prisstabilitetsmålet uppfylls. Utformning och löpande utvärdering av stabiliseringspolitien ställer emellertid inte rav enbart på prisindex täcning, utan ocså på att ursprunget till olia förändringar an härledas. Det är uppenbart att förändringen av onsumentprisindex över ortare perioder månad för månad, och troligen ocså ränat som tolvmånaderstal an ge en

SOU 999:24 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning 37 missvisande bild av den underliggande inflationstaten (core inflation) i eonomin. Som underlag för penningpolitien, och för att unna göra den trovärdig, behövs därför ocså mått/indiatorer på denna underliggande inflation. Mått på underliggande inflation beränas sedan 998 av SCB för Risbanens räning. En utgångspunt för den följande disussionen är att användningen för ompensationsändamål är det viigaste användningsområdet för ett officiellt svenst onsumentprisindex. I den mån onfliter uppom-mer mellan önsemål hänförliga till indexets olia syften, får prioriteringar i första hand göras utifrån användningen i ompensationssammanhang. Som antytts ovan, torde emellertid ingen allvarlig onflit föreligga gentemot användningen för realinomst-beräningar. Säl har ocså anförts (t.ex. av Hill 998 och Triplett 999) för att ett mått på förändring av levnadsostnader i allmänhet ocså är det bästa måttet på inflation, att användas i stabiliserings-politisa sammanhang. Den frågan är emellertid mer omplicerad och ommer att disuteras närmare i apitel 7. Att användningen för ompensationsändamål är central betyder inte att KPI bör utformas med syftet att i alla situationer unna ge svar på frågan vila prisförändringar som bör föranleda ompenserande åtgärder, t.ex. ändring av prisbasbeloppet. Uppgiften för KPI är att visa hur hushållens ostnader för en oförändrad onsumtionsstandard påveras av prisändringar inlusive avgiftsändringar och inveran från ändrade indireta satter och subventioner. I vad mån exempelvis en politiomläggning mot öad eller minsad andel avgiftsfinansiering inom sjuvård, barn- och äldreomsorg bör ge utslag i prisbasbeloppet, och därmed i pensions- och andra ompensationsbaserade system, är till stor del en politis fråga. En sådan omläggning an påvera hushållens eonomi (deras budgetrestrition) ocså på andra sätt än via avgifterna, t.ex. genom att de direta satterna ändras i motsatt ritning. En linande situation uppommer vid omfördelning av besattningen mellan diret och indiret satt, som t.ex. i det tidiga 90-talets sattereform. Den innebar en raftig, uppåtritad effet på KPI genom att sänt diret satt finansierades med höjd mervärdesatt, vilet beatades i särsild Hill, Peter (998): The measurment of inflation and changes in the cost of living, s. 49. vol. 5 no 998, Statistical Journal of the United Nations Economic Commission for Europe, IOS Press. Triplett, Jac E. (999): Should the Cost-of-Living Index Provide the Conceptual Framewor for a Consumer Price Index?, s.3 och avsnitt IV. Uppsats presenterad vid International Woring Group on Price Indices (the Ottawa Group), Reyjavi Augusti 999, Statistics Iceland.

38 Användningen av index och utgångspunter för dess utformning SOU 999:24 ordning vid fastställande av basbeloppet för 99 och 992. Beräningsgrunderna för prisbasbeloppet an, och har, ändrats ocså av andra säl, t.ex. budgetpolitisa. Frågan om rimlig eller rättvis ompensation i situationer som de här nämnda an i pratien inte lösas entydigt med hjälp av enbart ett objetivt mått av typ onsumentprisindex. Detta utgör ändå en vitig del av beslutsunderlaget, och an under normala förhållanden d.v.s. i frånvaro av stora förändringar i satte- och avgiftspolitien översättas till automatisa förändringar i prisbasbeloppet. Då index används för prisomräning i privata avtal inlusive realränteobligationer finns givetvis inte samma möjligheter att i efter-hand (via justering av basbelopp) hantera extraordinära förändringar, t.ex. i sattepolitien. Man torde här, vid formulering av avtalen, få välja mellan en nytning till KPI eller till något modifierat indexmått, som anses bättre svara mot förhållandena i det ensilda fallet. Det är i vart fall inte möjligt att utforma ett allmänt, officiellt prisindex så att det helt svarar mot behoven i alla föreommande fall, t.ex. avtalade pensioner, hyresavtal och realränteobligationer.

SOU 999:24 39 3 Indexonstrution Sammanfattning och förslag Konsumentprisindex föreslås lisom nu vara ett edjeindex sammansatt av två olia typer av indexlänar. Indexet sall även fortsättningsvis ange prisutveclingen beränad utifrån en atuell onsumtionssammansättning, som delvis är ett resultat av inträffade relativprisförändringar. Det syftet uppnås doc enligt min mening med större tillförlitlighet, om den nuvarande långtidslänen ersätts med en år-till-årlän som anger förhållandet mellan det genomsnittliga pris-läget under två intilliggande alenderår. År-till-år-länen bör, så långt tillgängligt vitunderlag tillåter, beränas som ett index enligt Walsh, dvs. med viter som speglar onsumtionens sammansättning under båda åren. Den nuvarande orttidslänen bör ersättas av en år-till-månad-län, som anger förhållandet mellan prisläget en viss månad och det genomsnittliga prisläget under alenderåret två år tidigare. På den högsta aggregeringsnivån föreslås denna beränas som ett index enligt Laspeyres, dvs. med viter som speglar onsumtionens samman-sättning under länens basår. Dessa förslag rörande den grundläggande indexonstrutionen behandlas ingående i avsnitt 3.3. I två inledande avsnitt, 3. och 3.2, förs en disussion om olia typer av index och om valet av index-formel, i allmänhet och på olia nivåer i beräningarna. Indexberäningar på lägre nivå, där atuella och relevanta viter sanas, bör i allmänhet göras utifrån förutsättningen att hushållen anpassar sin onsumtion med hänsyn till inträffade relativprisförändringar. Utredningens förslag rörande utformningen av dessa beräningar behandlas i avsnitt 3.4. Ställningstagandena avseende säsongvariation redovisas i avsnitt 3.5 och frågan om val av mätperiod behandlas ortfattat i avsnitt 3.6.

40 Indexonstrution SOU 999:24 3. Inledning Av flera säl är det inte möjligt att beräna ett sant levnadsostnadsindex. Man är därför hänvisad till att beräna ett närmevärde till ett sådant index. Med det avses ett mått som an beränas utifrån en för varje indexlän bestämd sammansättning av onsumtionen en bestämd varuorg men som med stor sannolihet nära ansluter till ett idealt index. Ett allmänt uttryc för ett sådant prisindex, som anger prisläget under jämförelseperioden t i förhållande prisläget under basperioden 0, är I t 0 = t t t P Q + P2 Q2 +... + PK Q 0 0 0 P Q + P Q +... + P Q 2 2 K K K K = = K = t P Q 0 P Q, (3.) 0 0 0 t t t där P, P2,... P K och P, P2,... PK är priserna under basperioden 0 respetive jämförelseperioden t för varorna, 2,,... K, och där Q, Q 2,...Q K är vantiteterna av respetive vara enligt den bestämda varuorgen. Summerat över alla varor anger täljaren hur mycet varuorgen ostar enligt prisläget under period t, medan nämnaren anger motsvarande ostnad enligt prisläget under period 0. Frågan i det här apitlet är närmast vila Q eller vilen varuorg som sall väljas som grund för jämförelsen. De mest uppenbara alternativen är att bestämma varuorgen antingen enligt de vantiteter som onsumerades under basperioden ( Q 0 ), Laspeyres indexformel, eller enligt dem som onsumeras under jämförelseperioden ( Q t ), Paasches index-formel. I en jämförelse mellan två perioder an ett Laspeyres-prisindex således besrivas som förhållandet mellan jämförelseperiodens hypotetisa ostnad för basperiodens onsumtion och basperiodens fatisa ostnad, och ett Paasche-prisindex som förhållandet mellan jämförelseperiodens fatisa ostnad och basperiodens hypotetisa ostnad för samma onsumtion. Båda alternativen är lia försvarbara, om onsumtionen under båda perioderna fått styras av hushållens fria val. Då ansatserna utgår från de

SOU 999:24 Indexonstrution 4 fatisa förutsättningar som gällde under en av perioderna, tenderar den hypotetist beränade ostnaden för den andra perioden att översatta ostnaden för samma onsumtionsstandard. Under vitperioden basperioden i Laspeyres index respetive jämförelseperioden i Paasches index har hushållen nämligen unnat välja varor och tjänster så att de, utifrån de då gällande priserna, minimerat ostnaden. Under den andra perioden har den hypotetisa ostnaden av naturliga säl inte minimerats på motsvarande sätt. Man bör därför unna förvänta att ett index enlig Laspeyres tenderar att översatta levnadsostnaderna under period t i förhållande till period 0, medan det omvända förhållandet gäller för ett index enligt Paasche. Om indexberäningen istället utnyttjar information om onsumtionens sammansättning under båda perioderna, uppommer ingen sådan snedvridande effet. Det är fallet t.ex. för index enligt Walsh, där varuorgen är det geometrisa genomsnittet av de vantiteter som onsumerades under period 0 och under period t ( Q 0 t Q ). Ett sådant index anger förhållandet mellan de hypotetisa ostnaderna vid jämförelseperiodens priser och vid basperiodens priser, avseende den för perioderna genomsnittliga onsumtionen. Walshs index är ett s.. superlativt prisindex, eftersom det uppfyller de rimliga rav som formulerats inom den så allade axiomatisa indexteorin. Superlativa index an ocså visas ha goda förutsättningar ge tillfredsställande approximationer av ett eonomis-teoretist definierat, s.. sant levnadsostnadsindex, under förutsättning av att hushållens preferenser inte siljer sig nämnvärt mellan basperioden och jämförelseperioden (se vidare Bilaga 2). Fishers ideala index, som är det geometrisa genomsnittet av Laspeyres och Paasches index, samt Törnqvists index, är exempel på andra superlativa index. Ett annat index som utnyttjar information om onsumtionens sammansättning under båda de jämförda perioderna är Edgeworths index. Tolningen av det är pratist taget densamma som för Walshs index. Sillnaden är att varuorgen i Edgeworths index bildas som ett aritmetist genomsnitt, eller som summan ( Q 0 t + Q ), av de båda Törnqvists index: I K t P 2 0 0 t t P Q P Q = P. = t 0 0 0 0 P Q + P t Q t

42 Indexonstrution SOU 999:24 periodernas vantiteter. Ett index enligt Edgeworth bör därför ge resultat som ligger mycet nära de superlativa indexen. Den nuvarande svensa ansatsen för indexonstrution, så som den formulerades av 943 års indexsaunniga, an betratas som ett tidigt försö att approximera ett sant levnadsostnadsindex. Istället för att utnyttja information om onsumtionens sammansättning under båda de jämförda perioderna, bestäms doc varuorgen i det fallet av onsumtionens sammansättning under den mellanliggande tiden. Det finns således goda säl att beräna onsumentprisindex som ett superlativt index. Tyvärr är det inte möjligt fullt ut, eftersom vår information om onsumtionens sammansättning sällan är tillräcligt atuell och aldrig tillräcligt detaljerad. I de följande avsnitten sall vi undersöa vila möjligheter valet av indexformler erbjuder för att åstadomma en indexberäning, som så nära som möjligt ansluter till utfallet av de superlativa indexen. Framställningen här grundas i huvudsa på den genomgång som görs i Bilaga 3. I avsnitt 3.2 nedan besrivs doc först allmänt förutsättningarna för och struturen hos ett prisindex. 3.2 Allmänt om indexonstrution Underlaget för ett prisindex utgörs i huvudsa av prisnoteringar avseende urval av varor, tjänster och försäljningsställen och av varueller varugruppsfördelade onsumtionsvärden. I undantagsfall avser onsumtionsuppgifterna vantiteter snarare än värden. Indexproblemet handlar om att ombinera det här underlaget så att det bildar ett så orret uttryc som möjligt för förhållandet mellan ostnaden under olia perioder för en oförändrad levnadsstandard. Flera prisnoteringar för två perioder och avseende en viss vara, an ombineras för att bilda index för ett elementärt aggregat. Vanligtvis finns det ingen rimligt lättillgänglig information om försäljningen i respetive buti av den atuella varan. 2 Beräningen av den genomsnittliga prisutveclingen inom det elementära aggregatet måste därför göras utan ännedom om i vilen omfattning som varor och tjänster handlats till respetive pris. Frågor som rör beräningen av index för elementära aggregat behandlas i avsnitt 3.4. I avsnitt 3.3 disuteras doc först indexets grundläggande onstrution, dvs. den som an tillämpas i de delar av index-beräningen 2 En öad tillgänglighet till butisassedata (scannerdata) avseende såväl priser som försålda vantiteter an i framtiden omma att ändra på detta förhållande.

SOU 999:24 Indexonstrution 43 där man har tillgång till ett helt relevant och atuellt vit-underlag. Frågan gäller alltså här hur man ombinerar olia delindex till ett totalindex eller till andra huvudaggregat. För att bilden av indexhierarin sall bli omplett disuteras ocså valet av indexformel på de mellannivåer, där man förvisso har tillgång till vitinformation men där denna information ur ett idealt perspetiv alltid är föråldrad eller på annat sätt uppenbart bristfällig. Vi benämner dessa index för intermediära aggregat, och de behandlas i anslutning till frågan om elementära aggregat i avsnitt 3.4. Bild Indexhierarin Totalindex Index för intermediära aggregat Hög nivå Index för intermediära aggregat Låg nivå 200-400 st. Index för elementära aggregat ca. 000 Ensilda prisnoteringar ca. 25 000 (exl. totalundersöta) En aspet på indexonstrutionen är således hur man i olia steg, och utifrån underlag med olia aratär, bildar index för allt större aggregat. En annan aspet är på vilet sätt jämförelser utsträcs i tiden. Därvid siljer man i pratien främst mellan två huvudalternativ: Fastbasindex, där prisjämförelserna avser en varuorg som ligger fast under ett antal år, t.ex. fem år, respetive Kedjeindex, där varuorgen ersätts varje år och prisjämförelser mellan olia år görs genom att edja via en länperiod, under vilen såväl den gamla som den nya varuorgen prismäts. Ett fastbasindex innebär således att man även mellan år gör diretjämförelser mellan prisläget i jämförelseperioden t och i basperioden 0. Motsvarande jämförelse är i edjeindexet sammansatt av en edja av årsvisa indexlänar:

44 Indexonstrution SOU 999:24 t 2 t t I = I I... I I. (3.2) 0 0 t 2 t Fördelarna med ett fastbasindex är den enla tolningen av indexserien och en något enlare framställningsprocess. Kedjeindexets förtjänst är främst att varuorgen inte föråldras från år till år. Valet mellan fastbasindex och edjeindex behandlas i avsnitt 3.3 tillsammans med frågor rörande valet av indexformel för huvudaggregaten. Detsamma gäller en tredje aspet på indexonstrutionen, nämligen om prisläget vid jämförelsetidpunten primärt bör relateras till prisläget en viss basmånad eller ett visst basår. 3.3 Grundläggande indexonstrution 3.3. Vitunderlaget Nationalräensaperna redovisar den privata onsumtionen fördelad på nappt etthundra ändamål, dels enligt vartalsvisa beräningar ca. 75 dagar efter avslutat vartal och dels enligt en mer genomarbetad årsberäning ca. månader efter referensåret, med en reviderad årsberäning ytterligare ett år senare. En planerad öning av detaljeringsgraden an omma att innebära att årsberäningarna an redovisas för ca. 400 ategorier. Annan statisti som används för beräning av viter är bl.a. hushållsbudgetstatisti samt Jordbrusverets statisti över livsmedelsonsumtionen. Vid sidan av officiell statisti utnyttjas underlag som inhämtas specifit för ändamålet, från ensilda företag, branschorganisationer eller experter. Internationellt är vanligtvis hushållsbudgetstatisti den älla som utgör det primära vitunderlaget. I Sverige används doc den statistien tillsammans med andra ällor som omplement till under-laget från nationalräensaperna. En förlaring till att Sverige därvid-lag siljer sig från de flesta andra länder torde vara att det svensa indexet är ett edjeindex, med ett uttalat rav på ett atuellt underlag för årliga vitrevisioner. Detta har inte varit möjligt att tillgodose med hushållsbudgetstatistien. Avsiten är nu att dessa undersöningar nu sall se ontinuerligt, och att varugruppsvisa resultat för alenderår sall unna finnas tillgängliga ungefär ett halvår efter referensåret. Små urval (ca. 2000 hushåll) och bortfall innebär doc att resultaten avseende olia detaljgrupper den nivå där statistien främst ompletterar nationalräensaperna är behäftade med en betydande osäerhet.

SOU 999:24 Indexonstrution 45 3.3.2 Alternativen Formlerna inom ramar nedan är avsedda som ompletterande information. De alternativ som har prövats är dels tre olia indexformler där vitperioden är densamma som prisbasperioden: Laspeyres index geometrist index CES-index Laspeyres index (index månad m år y, basår 0) K L y, m 0 y, m I0 = W I0;, (3.3) = y, m y, m P 0; = 0 är prisindex för respetive vara. P där I W 0 = 0 0 P Q K = 0 0 P Q V 0 K 0 V = =, (3.4) där V 0 är onsumtionsvärdet avseende vara under basperioden. Geometrist index G I K y, m 0 = 0 = y m [ I ] W 0, ; (3.5) CES-index (Constant Elasticity of Substitution) ( ) y m, 0; K CES y, m 0 I0 = σ W I σ, (3.6) = där σ är en sattad enhetlig substitutionselasticitet. Laspeyres index besrevs redan i avsnitt 3. ovan. I pratien sanas de vantitetsuppgifter Q 0 som förutsattes där. Indexet får därför srivas om på en form som utnyttjar värdeuppgifter istället. Laspeyres index är då ett vägt aritmetist medelvärde av indexen för de olia ategorier varor och tjänster som omfattas. Viterna är respetive ategoris värdemässiga andel av hushållens totala onsumtion. Det geometrisa indexet är som namnet antyder, ett vägt geometrist medeltal av samma delindex.

46 Indexonstrution SOU 999:24 Laspeyres index ger ett orret uttryc för förändringen av levnadsostnaderna om hushållen, trots inträffade relativpris-förändringar och oförändrade preferenser, väljer att behålla bas-periodens vantitativa sammansättning av onsumtionen. Det geometrisa indexet å andra sidan, ger ett orret uttryc för levnads-ostnadsförändringen om hushållen, vid samma förutsättningar, väljer att behålla basperiodens värdemässiga sammansättning av onsum-tionen. Laspeyres index är med andra ord onsistent med en helt oelastis efterfrågan substitutionselasticiteten 0 medan det geometrisa indexet är onsistent med en normalelastis efterfrågan substitutionselasticiteten -. CESindexet slutligen, förutsätter inte a priori en viss substitutionselasticitet. Den bestäms istället så att indexet på ett historist material ger samma resultat som ett superlativt index. Utifrån dessa tre indexformler har såväl fastbasindex med fem år mellan vitrevisionerna som edjeindex med årliga vitrevisioner beränats. Fastbasindexet enligt Laspeyres indexformel är den internationellt helt dominerande indexonstrutionen. Någon tillämpning, i KPI-sammanhang, av de övriga alternativen, är inte änd. Den typ av edjeindex som tillämpas i Storbritanniens och Franries motsvarigheter till KPI samt i HIKP har ocså prövats. Dessa index an besrivas som edjeindex av Laspeyres-typ. Dessa är inga ritiga Laspeyres edjeindex, eftersom vitperioden inte sammanfaller med indexlänens prisbasperiod, som i de här fallen är en ensild månad 3 januari i Storbritanniens motsvarighet till KPI och december i de övriga fallen. Vitperioden är däremot ett helt år i Sveriges HIKP det just avslutade alenderåret, i Storbritannien och Franrie den tolvmånadersperiod som avslutades ett halvt respetive ett år före prisbasperioden. I övriga länder inom EU/EES är vit-perioden i HIKP densamma som tillämpas i de nationella fastbas-indexen. 3 Det gäller f.ö. ocså i många av de länder som beränar ett fastbasindex.

SOU 999:24 Indexonstrution 47 Svens HIKP (edjad index månad m år y, basår 0) HIKP y, m 0, dec, dec y, dec y, m I0 = I0 I0, dec... I y 2, dec I y, dec, (3.7) där K y, m y, dec; = y, m KT I y, dec = W I, (3.8) W KT = y, dec y P Q K = y, dec y P Q = V K = y V I y y, dec y ; I y, dec y ;, (3.9) I ett edjeindex är det vidare möjligt att efter hand ersätta de ursprungligen beränade indexlänarna, med länar som beränats med viter som speglar onsumtionens sammansättning under en senare period än de ursprungligen använda viterna. Sverige torde vara det enda land som beränar det officiella onsumentprisindexet på det sättet. Följande alternativ har prövats för dessa reviderade länar: Långtidslänarna i den nuvarande indexonstrutionen Paasches index Superlativa index enligt Fisher, Törnqvist och Walsh Edgeworths index KPI:s nuvarande indexonstrution siljer sig från HIKP:s genom att alla ursprungliga orttidslänar för december, ompletteras med en långtidslän som används vid edjningen. Långtidslänarna beränas med ett vitunderlag som speglar onsumtionens sammansättning under det just avslutade året, dvs. det alenderår som sträcer sig från länens prisbasperiod t.o.m. länens jämförelseperiod. Som direta alternativ till de nuvarande långtidslänarna har ocså prövats två typer av länar som utnyttjar vitunderlag både från det just avslutade året och från året innan. De an därför uppfattas som mellanting mellan de nuvarande långtids- och ortidslänarna. Beräningsformen för dessa är annars densamma som för Edgeworths respetive Törnqvists index, varför de nedan benämns vasi-edgeworth-index respetive vasi-törnqvistindex.

48 Indexonstrution SOU 999:24 Nuvarande KPI (edjad index månad m år y, basår 0) KPI y, m LT 0, dec LT, dec LT y, KT y, m I0 = I0 I0, dec... I y 2, dec I y, dec där, (3.0) KT I = I y, m y, m y, dec y, dec i (3.7), och där LT K y, dec LT I y 2, dec = W I = y, dec y 2, dec;, (3.) W LT = y 2, dec y P Q K = y 2, dec y P Q = V K = y V y I y y 2, dec; I y y 2, dec;, (3.2) Två direta alternativ till långtidslänarna enligt (3.) är vad som ovan benämndes vasi-edgeworth-index respetive vasi- Törnqvist-index (se vidare Bilaga 3). De superlativa indexformler som prövats har beränats som edjeindex med intilliggande hela alenderår som prisbasperiod respetive jämförelseperiod år-till-år-länar. Vad som jämförs i varje län är således den genomsnittliga prisnivån under respetive år, alltså inte prisnivån i december ett år och prisnivån i december året innan, som i edjeindexen ovan. Eftersom år-till-år-länarna av naturliga säl an beränas först efter jämförelseårets slut, måste index för atuella månader, lisom i dagens indexonstrution, beränas med hjälp av en annan typ av län en år-till-månad-län, med ett vitunderlag som avser länens basperiod (Laspeyres, geometrist, CES). Detsamma gäller Edgeworths index som ocså utnyttjar ett vitunderlag från båda åren i jämförelsen, lisom Paasches index som hämtar vitunderlaget från det senare av de båda åren.

SOU 999:24 Indexonstrution 49 Kedjeindex med år som basperiod för respetive län (edjad index månad m år y, basår 0) 0 L 0 ( ) y, m 2 y 2 L y, m I 0 = I 2 I I 2 I 0 I... I y 3 I y 2, (3.3) 4 där L y, m I y 2 är en år-till-månad-län enligt Laspeyres indexformel, och y där år-till-år-länarna I 2 y 3 t.ex. an vara index enligt Walsh eller Edgeworth. I y 2 y 3 K = W I = y 2 y 3 ;, (3.4) med viter enligt Walshs indexformel W y 3 y 3 y 2 P Q Q W = W = K = y 3 y 3 y 2 P Q Q = K = y 3 y 2 V V I y 2 y 3 y 3 y 2 V V I y 2 y 3, (3.5) respetive enligt Edgeworths indexformel W E = W = y y ( + ) y P Q Q K = 3 3 2 K y y y 3 y 2 ( + ) ( V + V I y ) y 2 3 y P Q Q 3 3 2 = = y 3 y 2 V + V I y 2 y 3.(3.6) Se Bilaga 3 för övriga alternativa år-till-år-länar. 4 Den inledande termen inom parentesen är nödvändig om alla indextal i serien fr.o.m. basåret (och även tidigare år) sall ha samma innebörd. Den innebär ocså att det edjade indexet totalt sett inte har något förväntat s.. Laspeyres-fel.

50 Indexonstrution SOU 999:24 3.3.3 Utvärdering Utvärderingen grundas i huvudsa på den genomgång som redovisas i Bilaga 3. Några aspeter lyfts doc fram ytterligare här. Alternativen prövas med avseende på: Annytning till etablerad indexteori. Risen för systematisa fel (bias) i förhållande till ett superlativt index. Precision Axiomatisa överväganden (indextest). Förmågan att orret hantera säsongvaror. Atualitet Komplexitet i tolning och analys. Resursaspeter Annytning till etablerad indexteori. Då vi talar om en viss levnadsstandard täner vi oss denna som den levnadsstandard hushållen erfar under loppet av ett år. Det beror på att hushållens ansprå och behov varierar med årstiden och andra säsongsmässiga tilldragelser: jul, sportlov, pås etc. Ett annat mer pratist säl till att inta ett årsperspetiv är att det är på årsbasis som det är realistist att sammanställa detaljerade uppgifter om sammansättningen av hushållens onsumtion. Alla grundläggande prisindexformler utgår från priser i en bas-period och i en jämförelseperiod samt de vantiteter som onsumerats under en av eller båda dessa perioder. Ett index med en månad som prisbasperiod, som de nuvarande långtids- och orttidslänarna, är inte uppbyggt på det sättet. År-till-år-länar ansluter däremot diret till de etablerade indexformlerna, förutsatt att vi an beräna ett relevant uttryc för det genomsnittliga priset under ett år. Ett sådant index har en mer uppenbar tolning och an utvärderas inom ramen för den etablerade indexteorin. Risen för systematisa fel De numerisa resultaten i Bilaga 3 bygger på beräningar för perioden 98-998, avseende en indelning av den privata onsumtionen i drygt 70 ändamål. Boendeostnader i egnahem, utom el och uppvärmning, har inte ingått i beräningen. Den måttliga uppdelningen av onsumtio-nen innebär att man inte an räna med att finna särsilt stora avvielser mellan indexalternativen. Hushållens varusubstitution ser till stor del på en betydligt mer detaljerad nivå, vilen vi sall återomma till senare.

SOU 999:24 Indexonstrution 5 De superlativa indexen utgör norm för under-söningen av riser för systematisa fel, eftersom de har bäst förutsättningar att approximera ett sant levnadsostnadsindex. De superlativa indexen ger sinsemellan närmast identisa resultat. En vitig slutsats är att ett edjeindex med år-till-år-länar enligt Edgeworths indexformel, för alla pratisa ändamål, an ses som ett fullgott alternativ till ett superlativt index, såväl i genomsnitt över en följd av år som för varje ensilt år. Kedjeindex med månad som prisbasperiod enligt ett vasisuperlativt eller vasi-edgeworth index ligger ocså mycet nära normen såväl i genomsnitt över hela den studerade perioden som ensilda år. Det finns anledning att misstäna att resultatet indierar en viss negativ bias den uppmätta avvielsen är doc så liten som i genomsnitt 0,02 procent per år. Förlaringen torde vara att dessa index, med basmånad december och alenderårsviter, i pratien har i viss mån historisa viter snarare än viter som tidsmässigt ansluter till basoch jämförelseperioderna. De olia CES-indexen an ocså beränas så att de i genomsnitt över längre tidsperioder inte avvier nämnvärt från normen. De edjade alternativen är vanligtvis ocså en mycet god approximation till de superlativa indexen för ensilda år. Det nuvarande långtidsindexet ger ett utfall som i genomsnitt per år ligger 0,04 procent under de superlativa indexen. Sillnaden är nappast signifiant eftersom avvielserna för ensilda år varierar gansa mycet, från minus 0,27 till plus 0,2. Det finns i och för sig grund för att misstäna att långtidsindexet har en tendens till negativ bias eftersom vitunderlaget egentligen är lite för atuellt i förhållande till bas- och jämförelseperioderna vitperioden omfattar det mellan-liggande alenderåret, inlusive jämförelsemånaden december, men inte basmånaden december året innan. Om relativprisförändringarna under loppet av en årslän december till december i stor utsträcning inträffar redan i början av alenderåret, bidrar asymmetrin än mer till en negativ bias. De övriga indexalternativen har alla ett tydligt systematist fel i förhållande till normen. Ett edjat Laspeyres-index med år-till-år-länar, det nuvarande orttidsindexet/hikp (edjat index av Laspeyres-typ), och ett fastbas Laspeyres-index har alla en signifiant och positiv bias på i genomsnitt 0,05, 0,08 respetive 0,5 procent. Ett edjat Paascheindex har en negativ bias på -0,05 procent, och de geometrisa indexen är alla biased i storlesordningen -0, procent.

52 Indexonstrution SOU 999:24 Precision Emellanåt anförs att dagens höga ambition vad gäller viternas atualitet uppnås på beostnad av deras tillförlitlighet. De onsumtionsberäningar från nationalräensaperna som ligger till grund för viterna är preliminära och delvis prognosticerade. I tabell nedan redovisas jämförelser mellan indexberäningar gjorda på olia vitunderlag: det som används idag, det reviderade men preliminära underlag som normalt föreligger ca. månader efter referensåret samt de definitiva beräningar som normalt är tillgängliga ca. 23 månader efter referensåret. Sillnaderna är små, vilet ontrasterar mot den bild som tidigare redovisats för åren 986, 987 och 988, i en rapport från Risdagens revisorer. 5 Där angavs sillnader på 0,23, 0,4 respetive 0,2 procentenheter samtliga positiva och betydligt större tal. Metoden siljer sig doc i ett antal avseenden; bl.a. avsåg de äldre beräningarna reviderade långtidslänar, de inluderade egnahemsposten fullt ut, och viterna ersattes ocså i vissa fall på en mer detaljerad nivå. I de beräningar som redovisas i tabellen nedan är det enbart vitunderlaget på nationalräensapsnivån som varierats. En rimlig bedömning är att sillnaderna mellan de olia vitunderlagen är numerist något mindre än sillnaderna mellan ett index enligt Laspeyres och ett superlativt index men utan att vara systematisa. Tabell : Indexlänar år-till-år enligt Laspeyres indexformel a Vitunderlag Index, föregående år = 00 998 997 996 995 994 993 992 Nuvarande underlag 00,83 02,0 00,9 02,79 02,85 04,9 0,3 Reviderad 00,82 02,3 00,90 02,86 02,87 04,85 0,33 Definitiv.... 00,88 02,86 02,84 04,85 0,37 Sillnad jämfört med nuvarande Reviderad - 0,03 0,00 0,07 0,0-0,05 0,02 Definitiv.... -0,03 0,07-0,0-0,05 0,06 a Vägt genomsnitt av delindex avseende ändamål enligt nationalräensaperna, exl. Egnahem bostad. Kvaliteten i vägningstalen är således inget raftfullt argument för att säna ambitionen vad avser viternas atualitet och övergå till ett ren- 5 Risdagens revisorers förslag angående onsumentprisindex, Förs. 99/92:6, s. 33.

SOU 999:24 Indexonstrution 53 odlat Laspeyres-index, edjat eller fastbasindex. Det är doc fullt möjligt att utsträca den avslutande indexlänen så att den anger prisläget under respetive månad andra året efter vitåret, istället för som nu, första året. Därmed sulle det mer tillförlitliga vitunderlaget unna utnyttjas. Jag återommer till den möjligheten i slutet av avsnittet om grundläggande indexonstrution. Axiomatisa överväganden En prövning av alternativen mot olia rimliga indextest ger inte mycet ytterligare vägledning. Visst förord ges åt index enligt Fisher, Walsh och Edgeworth, som uppfyller alla de vitigaste raven. Förmågan att orret hantera säsongvaror Frågor som rör säsongvariation behandlas i avsnitt 3.5 nedan samt i Bilaga 4. Från dessa genomgångar är det tydligt att tillförlitligheten hos indextal avseende en viss månad, som uttryc för ostnaden för en viss årlig levnadsstandard, är väsentligt sämre än hos ett indextal som avser ett helt år. Med tane på att den långsitiga utveclingen av ett edjeindex med månadsbas vilar helt på det prisläge som sattas respetive länmånad, talar det för att välja ett index med årsbas. Ett index med årsbas an ocså öppna vissa möjligheter att förbättra beräningen av index för varor med säsongsmässigt raftigt varierande utbud. Atualitet Eftersom indexutveclingen under alla omständigheter an srivas fram med en avslutande län med historisa viter, är det ingen sillnad mellan alternativen. Möjligen sulle januariindexet unna tidigareläggas en eller annan dag jämfört med nuläget, med ett fast-basindex eller med ett edjeindex där det nya vitunderlaget avser en tidigare period än det just avslutade året.

54 Indexonstrution SOU 999:24 Korttidsjämförelser, analyser, deomponeringar etc. Vitrevisionseffeter Ett problem med dagens indexonstrution har att göra med att prisutveclingen enligt ett atuellt (det mellanliggande årets) onsumtionsmönster endast an beränas för december i långtidslänen. Det är den, och inte den ursprungliga orttidslänen för december som sedan bildar utgångspunt för edjningen av ommande indexlänar. Förhållandet mellan ett edjat indextal avseende en viss månad ett år och indextalet för motsvarande månad ett år tidigare beror då inte bara på de prisförändringar som inträffat under mellantiden, utan ocså på den mellanliggande vitrevisionen, som ommer till uttryc i sillnader mellan långtidslänen och orttidslänen för december. Som framgått ovan är den sillnaden systematis och varierar normalt mellan 0,0 och -0,3 procentenheter. Ett årssifte innebär därför vanligen ett litet hopp, uppåt eller nedåt, i de tolvmånaderstal som bildas av voten mellan edjade indextal. Hoppen är i genomsnitt ungefär 0, procentenheter, och endast i undantagsfall så stora som 0,3 procentenheter. I de alternativa indexonstrutionerna, med år-till-år-länar och där ett atuellt onsumtionsmönster ocså lyfts in i efter-hand, är hoppen av ungefär samma storle. I ett index med historisa viter, eller där vitperioden genomgående är densamma som prisbas-perioden, uppstår inte problemet. Kritien mot edjeindex Ett edjeindex, även om det är av Laspeyres-typ, an ritiseras för att jämförelser mellan år inte i strit mening avser en fix varuorg. Låt oss ta HIKP för Sverige, som är ett sådant index, och betrata tolvmånaderstalen för säg april och maj 999. Det första talet är resultatet av att man edjat prisutveclingen från april 998 till december 998 enligt viter som hänför sig till år 997 och prisutveclingen från december 998 till april 999 enligt viter som hänför sig till 998. Åtta månaders prisförändringar är således vägda med onsumtionssammansättningen 997 och fyra månaders prisförändringar enligt 998 års onsumtion. Nästa tolvmånaderstal, det för maj 999, är på motsvarande sätt sammansatt av sju månaders prisutvecling, maj 998 december 998, vägd enligt 997 års onsumtion, och fem månader enligt de senare viterna. Man an säga att det ser ett successivt utbyte av viterna, vilet innebär att de totalt sett inte åldras. I ett fastbasindex an alla jämförelser, till priset av åldrande viter, ges en tydlig och strit tolning som avseende en fix varuorg, Å andra

SOU 999:24 Indexonstrution 55 sidan an ett fastbasindex nappast vara för evigt. Så småningom måste viterna ersättas för att de sall uppfattas som relevanta för analyser av den atuella prisutveclingen. När så ser blir omsrivningen av inflationshistorien desto mer påtaglig, och det är tvesamt om ritien mot edjeindexets successiva vitbyte egentligen är något argument för fastbasindex. Analysera och tola Vissa användare behöver sätta sig in i hur indexet beränas och ha möjliget att göra detaljerade analyser, framförallt på ort och medel-lång sit, av effeten på index av fatisa och förväntade prisför-ändringar. Det bör ocså vara möjligt att bilda index för alternativa grupperingar av delindex, genom en enel aritmetis aggregerings-metod utifrån delindextal och vägningstal. De här behoven talar i första hand för ett fastbas Laspeyres-index, tätt följt av ett edjeindex av Laspeyres-typ med en länmånad som basperiod. Alternativ som innebär att man i efterhand lyfter in reviderade viter innebär att alla analyser baserade på indexet blir mer omplexa. Av dessa alternativ är den nuvarande indexonstrutionen samt alternativen baserade på Walshs och på Edgeworths indexformel de minst besvärliga. Med en avslutande län enligt Laspeyres index ges ocså goda förutsättningar för ortfristiga analyser. De geometrisa indexen och CES-indexen får, trots att de använder viter från prisbasperioden, lisom Fishers och Törnqvists index, ränas som förhållandevis omplexa från användarsynpunt. Resursaspeter Konsevenserna av utredningens förslag berörs sammantaget i apitel 9. Resursbehovet beränas silja sig mycet litet mellan alternativen, varför den aspeten är av underordnad betydelse vid valet indexonstrution. De ostnader som främst påveras av valet av indexonstrution är ostnaden för att bygga upp, underhålla och driva ett rationellt produtionssystem. Lite förenlat an vi säga att ett fastbasindex medför lägst ostnader, särsilt ett Laspeyres-index. Därefter följer edjeindex av Laspeyres-typ, övriga edjeindex med månad som prisbasperiod och slutligen edjeindex med år-till-år-länar baserade på ett atuellt vitunderlag. Även ostnaderna för valitetssäring, metodutvecling och metodunderhåll an bedömas vara på samma sätt stigande med den öande omplexiteten i indexberäningen.

56 Indexonstrution SOU 999:24 Samordningen med HIKP innebär inga nämnvärda restritioner för valet av indexformel för huvudaggregaten. Merostnaden för en sillnad i det här avseendet bedöms inte vara avgörande. 3.3.4 Val av grundläggande indexonstrution Från det föregående avsnittet an vi dra följande slutsatser: Index enligt Paasche har ett negativt systematist fel och har inga pratisa fördelar framför andra alternativ. De geometrisa indexen har alla ett inte obetydligt negativt systematist fel. För användningen av index har de ocså nacdelar jämfört med aritmetisa alternativ. Ett edjat Laspeyres-index med år som prisbasperiod drabbas, lisom de indexalternativ som i efterhand lyfter in reviderade viter, av hopp vid årssiftena och eftersom Laspeyres-indexet dessutom är biased så är alternativet inte intressant. Det finns inget säl att välja ett index enligt Fisher eller Törnvist. Lisom de geometrisa indexen är de väsentligt mer svår-analyserade för användarna av statistien än ett index enligt Walsh, som ocså är ett superlativt index och som ger samma resultat. Inget tyder på att man med CES-indexen an göra mer träffsära prognoser av ett superlativt index, än vad man an göra med en Laspeyres-framsrivning av det senast beränade Walsh-, Edgeworth- eller långtidsindexet. CES-indexet är ocså betydligt mer svåranalyserat än de andra återstående alternativen. Ett vasi-superlativt index, ett vasi-edgeworth-index samt dagens långtidsindex är möjligen måttligt biased. Eftersom de två första utnyttjar samma vitunderlag som de ritiga superlativa indexen, ligger deras utfall ocså närmare normen än långtidsindexet, som endast utnyttjar vitinformation från det senare året. Vi har inga indiationer på att långtidsindexet sulle vara mindre biased. Då det inte har några pratisa fördelar jämfört med de Walsh- eller Edgeworth-linande alternativen, bör hellre något av dessa väljas. Vid en jämförelse mellan dessa vasi-index och ritiga index enligt Walsh respetive Edgeworth, med år-till-år-länar, framstår de senare alternativen i flera avseenden som bättre. De har en lar annytning till indexteori, de är unbiased, de har bättre förutsättningar för att hantera säsongvaror. Som onstateras nedan är det möjligt att nå vissa fördelar genom att utsträca den avslutande Laspeyres-länen till att avse det andra året efter vitåret. Potentialen för dessa förbättringar är större med år-till-år-länar än med ett index med månad som prisbasperiod. Det beror på att de superlativa

SOU 999:24 Indexonstrution 57 egensaperna hos indexformeln blir mest framträdande då viterna hänför sig till rätt perioder i förhållande till prisbas- och jämförelsperioderna. Ett index med år-till-år-länar är å andra sidan något mer omplext. Sillnaden är doc liten, varför sälen lart överväger till förmån för något av dessa alternativ. De som nu återstår är två mycet lia alternativ och ett lite annor-lunda: ett edjat Walsh-index med år-till-år-länar och en avslutande Laspeyres-län, ett edjat Edgeworth-index med år-till-år-länar och en avslutande Laspeyres-län, ett edjat index av Laspeyres-typ med december-till-månad-länar, dvs. edjade orttidsindex, samma onstrution som gäller i HIKP. I varje valsituation bör det alternativ väljas som ger det mest orreta måttet på levnadsostnadsutveclingen, om ostnaderna inte är avsräcande. Helt lart är Walsh-Laspeyres och Edgeworth-Laspeyres alternativen lart överlägsna mått, framför allt genom avsanaden av systematist fel. Redan små fel, som är systematisa, leder efter en tid till betydande oönsade omfördelningar när index används för att reglera penningbelopp över längre tidsperioder. Merostnaden för de mer ambitiösa alternativen bedöms heller inte vara av den storles-ordningen att det an påvera valet. Svårare är det att bestämma vilen indexformel Walshs eller Edgeworths som bör väljas för år-till-årlänarna. Dessa båda alternativ förefaller vara i det närmaste helt utbytbara. Båda an tolas som prisutveclingen avseende en viss, för de båda åren genomsnittlig, varuorg. De an båda beränas som ett aritmetist vägt genomsnitt av delindextalen. Edgeworths formel definierar varuorgen som det aritmetisa genomsnittet av de båda årsorgarna, eller summan av dem, medan den i Walshs indexformel är ett geometrist genomsnitt. Det senare uppfattas ofta som mindre onret. För den pratisa beräningen och användningen av indexet innebär den omständigheten doc ingen sillnad. För Walsh talar att det är ett superlativt index och att det visats ha de egensaper som ger de bästa förutsättningarna att approximera ett sant levnadsostnadsindex. Det som därvid siljer det från index enligt Edgeworth är att det är helt symmetrist med avseende på de jämförda perioderna. I pratien är det av liten betydelse när onsumtionsvolymerna endast ändras måttligt mellan intilliggande år. En aspet som talar för Walshs index är att det möjliggör en liartad och enel indexstrutur från lägsta till högsta aggregeringsnivån. Nästa avsnitt behandlar beräningarna på lägre nivå.

58 Indexonstrution SOU 999:24 Slutsatsen Indexet bör vara ett edjat år-till-år-index enligt Walshs indexformel (uttrycen 3.3-3.5 ovan), och med en till varje årsindex edjad år-tillmånad-län enligt Laspeyres indexformel (uttrycen 3.3-3.4 ovan). Den senare anger förhållandet mellan prisläget den atuella månaden och det genomsnittliga prisläget under alenderåret två år tidigare. Denna indexonstrution gör det möjligt att utnyttja de mer fullständiga årsberäningarna som underlag för att bestämma viterna. Som framgått ovan har den revidering som då görs jämfört med de preliminära beräningarna i sig ingen stor betydelse för indexutfallet. Mer väsentligt är att ocså mer detaljerad onsumtionsstatisti an göras tillgänglig under mellantiden, vilet innebär att Walsh-formeln an tillämpas på en i vissa fall väsentligt mer detaljerad nivå än annars. Den längre Laspeyres-länen innebär ocså att mycet av det pratisa arbetet med vitrevisionen an spridas ut under en längre tid, istället för att som nu vara oncentrerat till ett fåtal vecor i början av varje år. 3.4 Index på detaljerad nivå 6 3.4. Allmänna utgångspunter När vi går längre ner i indexhierarin har vi inte tillgång till ett lia atuellt vitunderlag som på den högsta nivån, där delindextal vägs samman till ett totalindex. Det är därför inte möjligt att på detaljerad nivå, i början av ett visst år y, beräna en år-till-år-län enligt Walshs indexformel som anger prisläget år y-2 i förhållande till prisläget år y-3. Det vitunderlag som finns avser i bästa fall onsumtionen under år y-3. I sämsta fall är det inte möjligt eller realistist att överhuvud taget få tillgängligt ett vitunderlag, ens med dålig atualitet. Det senare är i allmänhet fallet när det gäller indexberäningen på den lägsta nivån de elementära aggregaten där ensilda prisnoteringar ombineras till index avseende specifia varor eller tjänster. Då det inte är möjligt att observera hushållens onsumtionsval i såväl bas- som jämförelseperioden måste indexberäningen bygga på en föreställning om hur onsumtionens sammansättning förändras från den ena perioden till den andra. Man an inte förutsätta att onsum-tionens 6 För en mer grundlig genomgång av allmänna utgångspunter avseende index på detaljerad nivå, hänvisas till Bilaga 3, avsnitten 5. och 5.2, lisom vad avser en mer tenis framställning av förslagen, avsnitten 5.3-5.5 samt Annex 2 i bilagan.

SOU 999:24 Indexonstrution 59 volymmässiga sammansättning är oförändrad, inte ens om den fatisa sammansättningen under såväl basperioden som under jämförelseperioden är oänd. Anledningen är det negativa samband som i allmänhet finns mellan förändrade relativpriser och onsumerade vantiteter, och som innebär att en oförändrad värdemässig sammansättning a priori är ett lia berättigat antagande. Frågan är därför närmast vilen indexformel som an sägas vila på de mest realistisa antagandena om onsumenternas beteende eller, mer specifit, olia varors och tjänsters substitutionselasticitet. Klart är att en indexformel, som innebär att man ränar aritmetisa genomsnitt av indextal eller prisvoter utifrån historist observerade eller antaget lia värdeviter, är onsistent med en helt oelastis efterfrågan oförändrade volymandelar. Vad som an uppfattas som realistist är doc inte uppenbart. Av genomgången i bilaga 3 framgår att det underlag som finns för att ta ställning till denna fråga är gansa begränsat. Två tentativa slutsatser är doc: att substitutionselasticiteten för större ategorier av varor eller tjänster varierar från nästan oelastis (0) till gott och väl mer än normalelastis (-). att substitutionselasticiteten på mer detaljerade nivåer, särsilt elementära aggregat, vanligtvis är större i absoluta tal och ofta väsentligt lägre än - för olia onurrerande fabriat. Man har alltså i allmänhet anledning att förvänta en relativt sett större anpassning av onsumtionen till inträffade relativprisförändringar ju mer detaljerad uppdelning av onsumtionen som studeras. Således, om relativpriset på t.ex. glass öar så är den relativa minsningen av glassonsumtionen större än vad den relativa minsningen av livsmedelsonsumtionen sulle vara vid en lia stor relativprisöning på livsmedel. Om relativpriset på en viss typ av glass öar så är den relativa minsningen av onsumtionen av den glassen större än vad den relativa minsningen av den totala glassonsumtionen sulle vara vid en lia stor allmän relativprisöning på glass. Mot den här bagrunden, och mot bagrund av den i Bilaga 3 (avsnitt 4.4.3, punt 4) sattade substitutionselasticiteten 0,4 avseende den högsta aggregeringsnivån, får ett generellt antagande om normalelastis efterfrågan på aggregeringsnivåer under huvudaggregaten bedömas vara mer realistist än ett antagande om helt oelastis efterfrågan. Valet av beräningsformel bör därför i allmänhet göras utifrån antagandet om normalelastis efterfrågan.

60 Indexonstrution SOU 999:24 3.4.2 Index för intermediära aggregat Det vi allar intermediära aggregat an lämpligen delas upp i två nivåer: dels en låg nivå, där index för elementära aggregat ombineras till index avseende ca. 200-400 varor och tjänster, som an vara intressanta att använda som byggstenar i olia typer av redovisningar och analyser, och dels en högre nivå, där dessa index ombineras till index för ändamål eller mer allmänt till de ategorier för vila onsumtionssattningar avseende vitperioden finns tillgängliga. Det är naturligt att inte båda nivåerna uppträder på varje onsumtionsområde, lisom att en nivå an vara uppdelad i flera aggregeringssteg. För många användare av statistien har det betydande pratisa fördelar om man på den högre nivån, där de 200-400 ategorierna ombineras till ändamål eller motsvarande, tillämpar en aritmetis aggregering. För beräningen av år-till-år-länen föreslår jag att denna utformas som en approximation av ett Walsh-index, baserad på antagandet att den värdemässiga fördelningen av onsumtionen inte förändras från det ena året till det andra. Undantag från detta bör göras på sådana onsumtionsområden där det an göras troligt att relativprisförändringar inte leder till någon nämnvärd förändring av onsumtionens volymmässiga sammansättning. I de fallen är det mer rimligt att utgå ifrån att den volymmässiga fördelningen av onsumtionen är oförändrad. År-till-månad-länen på denna högre intermediära nivå bör doc, i lihet med den grundläggande indexonstrutionen, i sin helhet beränas såsom index av Laspeyres-typ, dvs. med underlaget till viterna hämtat från prisbasperioden eller en ännu tidigare period. Ocså här sulle det vara möjligt att tillämpa samma beräningsformel som i år-till-årlänen. Det innebär att vägningstalen varierar från månad till månad, vilet förvisso inte sall tas som intät för att indexet visar fel, men som liväl är en oönsad och opratis egensap, t.ex. när man önsar analysera effeten på index av prisför-ändringar på olia områden. Intermediära aggregat på den lägre nivån föreslås däremot beränas som approximationer av Walsh-indexet, lisom ovan under antagande om oförändrade värdeandelar. Det gäller i det fallet såväl år-till-årlänen som år-till-månad-länen. De säl som ovan anfördes emot en sådan beräning i år-till-månad-länen har inte alls samma relevans här, eftersom omponenter av det resulterande indexet i allmänhet inte är föremål för analyser. Snarare uppfattas index på den här nivån som avseende en bestämd vara eller tjänst. Även här an undantag göras för sådana varor där det är uppenbart att efterfrågan är oelastis. Det an vara fallet t.ex. när aggregeringen

SOU 999:24 Indexonstrution 6 enbart har en geografis dimension, över ommuner avseende ommunala taxor eller över landsting avseende avgifter för läarvård. 3.4.3 Index för elementära aggregat Vid beräning av elementära aggregat sanas information om försäljningen per buti (eller motsvarande) av olia varor. Beräningen görs därför under det förenlade antagandet att försäljningsvärdet eller försäljningsvolymen per buti är lia stor. I en del fall an något allmänt storlesmått för butierna utnyttjas. För beräning av index för elementära aggregat föreslås samma Walsh-approximation som på den lägre intermediära nivån. Det innebär att ett liartat beräningssätt an tillämpas på alla nivåer i indexberäningen. Då det nappast är möjligt att numerist silja utfallet av Walsh-approximationen från utfallet av ett geometrist index, är det inget som hindrar att Walsh-approximationen tillämpas ocså i HIKP. De beräningsformler för elementära aggregat som tillåts i HIKP är det geometrisa indexet och voten mellan aritmetisa medelpriser, samt sådana alternativa indexformler som inte ger avviande resultat. Det geometrisa indexet är doc en etablerad indexform och som fått en allt större spridning internationellt. Om detta uppfattas som en vitigare aspet än de pratisa som anfördes ovan, är det inget som hindrar att index för elementära aggregat beränas som ett geometrist index. Den nuvarande beräningsformeln har viss annytning till den nuvarande grundläggande indexonstrutionen och ger ocså den, resultat som ligger mycet nära det geometrisa indexet. Med en annan indexonstrution på högre aggregeringsnivåer är den nuvarande beräningsformeln emellertid svår att motivera. Kvoten mellan aritmetisa medelpriser an vara en försvarbar beräningsformel vid helt oelastis efterfrågan och på sådana marnader där nollpriser föreommer. Den är doc generellt sett inget idealist alternativ, eftersom elementära aggregat vanligtvis består av mer eller mindre heterogena produter, med olia prisnivåer. Den oända (vantitets-) viten antas vara densamma för alla noteringar, varför de mer exlusiva och dyrare varianterna tenderar att dominera indexutveclingen. Aritmetist medeltal av prisvoter är en indexformel som åtminstone tidigare ommit ifråga för elementära aggregat. Även det alternativet är onsistent med en helt oelastis efterfrågan. Men för att den formeln inte sall ha en översattande bias rävs dessutom, att de antaget normalt lia värdeviterna justeras med hänsyn till de priser som råder vid prisbastidpunten. Annars ommer butier med ett till-fälligt högt pris

62 Indexonstrution SOU 999:24 vid prisbastidpunten att få en för liten vit, och butier med ett tillfälligt lågt pris en för stor vit. I pratien är en sådan justering emellertid inte möjlig eftersom den normala pris-nivån är oänd i butier som är nya i urvalet. 3.5 Säsongsvariation Diretiven: Utredaren sall ange vila principer som sall vara vägledande för hantering av säsongsvariationer i tillgång och pris. 3.5. Allmänt om säsongsvariation Med säsongsvariation menar vi i allmänhet att utveclingen av priser och/ eller onsumerade vantiteter under loppet av ett år påveras av ett mer eller mindre regelbundet säsongsmönster. Baomliggande orsaer till säsongsvariationer är dels limat och dels onventioner eller institutionella fatorer som t.ex. julhandeln. De påverar dels till-gången på, eller produtionsostnaderna för, vissa typer av varor och tjänster och dels hushållens värdering av olia varor och tjänster. Orsaer till säsongsvarierande onsumtionsmönster och priser hänför sig således till utbuds- och/eller efterfrågesidan. Konsevensen för prisindexberäningar är att jämförelser mellan säsongsolia perioder försvåras i vissa avseenden. Det finns här anledning att pea på två vitiga avgränsningar. För det första medför en systematis säsongsvariation inga principiella problem för indexberäningen, när det gäller jämförelser mellan hela år (eller, mer allmänt, hela tolvmånadersperioder). För den här föreslagna indexformeln innebär detta, att beräningar av årslänar inte ompliceras genom föreomsten av sådan säsongsvariation. Inte heller beräning av prisutveclingen mellan samma månader olia år (tolvmånaderstal) påveras av systematis säsongsvariation. För det andra då det gäller jämförelser mellan säsongsolia perioder t.ex. mellan olia månader eller mellan en månad och ett årsgenomsnitt uppommer problem av principiell art endast om säsongsvariationen helt eller delvis an hänföras i variationer i efter-frågan över året. Om priserna på vissa varor (och därmed ocså de efterfrågade vantiteterna) varierar till följd av att tillgång eller utbud siljer sig mellan olia delar av året, sall dessa prissillnader diret avspeglas i index. Pratisa mätproblem uppommer i dessa fall om vissa efterfrågade varor eller

SOU 999:24 Indexonstrution 63 tjänster överhuvud taget inte finns till-gängliga under vissa månader eller om de siftar i valitet. Uppgiften för KPI är således att mäta den fatisa prisutveclingen, inte att vara ett säsongrensat mått i vanlig bemärelse. Det hindrar givetvis inte att man, vid sidan av det officiella KPI, ocså sulle unna tillhandahålla säsongrensade prisserier i den mån sådana efter-frågas. I Sverige, där alla tunga användningar av index baseras på årsvisa jämförelser eller tolvmånaderstal, är doc troligen efterfrågan på sådana mått start begränsad. De betydelsefulla, och svårhanterade, problemen vad gäller säsongsvariation, och som är av principiell art, uppommer som följd av att hushållens värdering av vissa varor eller tjänster an silja sig mellan olia delar av året. Det inte möjligt att uttala sig om sillnaden i ostnad för en viss standard, mellan säg två olia månader, om produternas bidrag till hushållens levnadsstandard är beroende av säsongen. Det är i princip samma problem som uppstår i den mån som valiteten på t.ex. vissa färsvaror varierar med säsongen. Oavsett om det handlar om objetivt onstaterade valitetssillnader (t.ex. för grönsaer) eller om att hushållens värdering av samma produt (t.ex. glass eller månadsort för olletivresor) beror på årstiden, behövs ett slags valitetsjustering av prisindex. När det gäller utredningens förslag till indexonstrution är detta ett problem som gäller beräningen av år-till-månad-länarna. Det ommer att disuteras mer utförligt i nästa avsnitt. Frågor om säsongvariation behandlas ocså i Bilaga 4. 3.5.2 Beräning av månadsindex Det onsumentprisindex som föreslås i denna utredning är i princip ett årsindex. Det syftar till att besriva hur hushållens ostnad för en årsonsumtion av oförändrad standard utveclas över tiden. Det innebär att ocså indexets avslutande år-till-månad-län bör i görligaste mån approximera prisutveclingen för en årsonsumtion. Att tola ett år-till-månad-index som ett mått på ostnadsförändringen för oförändrad levnadsstandard innebär att man implicit eller explicit bestämt de hypotetisa priser, som sulle ha observerats, om det varit möjligt att varje månad upprepa hushållens öp under hela basåret. Med implicit menar vi att metoden valts ad hoc utifrån pratisa överväganden. Med explicit avses att man gör ett specifit val av säsongs- eller valitetsrensningsmetod. Inte ens i det senare fallet an man emellertid göra ansprå på att mäta prisutveclingen för säsongvarorna med någon högre grad av precision.

64 Indexonstrution SOU 999:24 Inom ramen för givna preferenser an onsumtionen av vissa varor och tjänster värderas olia beroende på säsong. Låt oss anta att för exempelvis vinterjacor, loaltrafiens periodort och resor till olia turistorter speglar de systematisa prisvariationerna över året sådana sillnader i värdering/efterfrågan snarare än utbudssillnader. En valitetsjusterad prisutvecling an då imputeras genom säsongsrensning, där säsongsfatorerna sattas utifrån historisa prisdata, t.ex. för vinterläder, eller bestäms utifrån basårets taxor, t.ex. för loaltrafi. Ett alternativ som på en del områden anse är mer pratist, är att betrata onsumtion under olia säsonger som olia varor, så som redan ser i ett fåtal fall. Det finns emellertid ocså varor med över året varierande efterfrågan, där priserna inte på samma sätt varierar säsongsmässigt. Glass och hotellrum (ej turisthotell) an tjäna som exempel. För varor där produtionsvolymen lätt an anpassas till efterfrågan, t.ex. glass, är priserna pratist taget desamma hela året, trots att efterfrågan varierar med årstiden. Hotellpriserna är t.o.m. lägre under sommaren, då hushållens efterfrågan och värdering av tjänsterna vanligen är högst. Orsaen är här att annan efterfrågan på samma tjänster (från affärs- och andra tjänsteresor) varierar i motsatt ritning mot hushållens. När vi inte an tola de säsongsmässiga prissillnaderna som uttryc för sillnader i hushållens värdering finns det nappast något alternativ till att tillämpa de observerade atuella priserna som mått på den atuella prisnivån avseende ocså de öp som görs under andra säsonger. Konsevensen blir i exemplen ovan, att index avseende de atuella varorna tenderar att bidra till en översattning av ostnaderna för en oförändrad levnadsstandard de tider på året då tillgången till varorna värderas högt och vice versa.

SOU 999:24 Indexonstrution 65 Slutsatser:. För varor och tjänster som hushållen värderar på i stort sett samma sätt i förhållande till annan onsumtion, oberoende av säsong, an de observerade priserna under respetive månad betratas som avseende valitetsmässigt livärdiga öp, och de an därför ligga till grund för en diret prisjämförelse. Det gäller oavsett om utbudet varierar eller inte. 2. Då observerade säsongsmässiga prissillnader bedöms vara ett resultat av över året varierande efterfrågan, och inte i nämnvärd omfattning beror på sillnader i utbud, bör prissillnaderna tolas som uttryc för en valitetssillnad mellan öp under olia säsonger och följatligen bör de inte omma till uttryc i indexförändringar. 3. För andra varor och tjänster, där orsaerna till säsongvariationer i priser och/eller vantiteter i betydande omfattning är sammansatt av impulser från såväl utbuds- som efterfrågesidan, vore det principiellt ritiga att göra en valitetsjusterad jämförelse med avseende på den senare fatorn. I pratien finns doc i det här fallet inget underlag för en sådan justering, varför de observerbara priserna får användas för en diret jämförelse. De pratisa onsevenserna är att indexberäningarna för de allra flesta produter, lisom nu, anger utveclingen av de atuella observerade priserna. På ett begränsat antal områden an det doc finnas stöd för att mäta den säsongs- eller valitetsrensade prisutveclingen, nämligen på sådana produter som an hänföras till punten 2. ovan. Möjligen an olletivtrafi och turistresor, säsongsbetonade belädnadsvaror och några fler områden vara andidater. När det gäller val av imputeringsmetod, då det inte är möjligt notera ett atuellt pris p.g.a. att produten är säsongsmässigt borta från marnaden, avstår jag från att anvisa pratisa ritlinjer. I den mån som bristen beror på en oförmåga från marnaden att tillgodose en existerande efterfrågan bör doc situationen tolas som bidragande till en säsongsmässigt högre levnadsostnad. Om orsaen istället är en säsongsmässig frånvaro av efterfrågan an situationen inte tolas så. Trots de principiella, och i viss mån pratisa, invändningarna är det min mening att det är möjligt att ge en gansa tillförlitlig bild av levnadsostnadsutveclingen, ocså mellan säsongsolia perioder. Det finns heller inte säl att räva en stor exathet i de månadsvisa jämförelserna om tillämpningarna an anpassas så att de vilar på säsongslia perioder. För stabiliseringspolitisa syften är det ocså framför allt tolvmånaderstal som ligger till grund för den ortperiodisa analysen.

66 Indexonstrution SOU 999:24 3.6 Mätperioden Diretiven: Idag görs prisinsamling till onsumentprisindex under den veca som den 5 i månaden infaller. För vissa varor och tjänster insamlas priser per den 5 i månaden. Utredaren sall slå fast om index sall avse den genomsnittliga prisnivån under en månad eller vid en viss tidpunt. Det föreslagna onsumentprisindexet sall tolas som ett mått på förhållandet mellan ostnaden för en viss levnadsstandard vid olia prissituationer. Det har tidigare i apitlet framhållits att år är de perioder för vila det är meningsfullt att ställa samman de onsumtionsdata som sall ligga till grund för indexberäningen. De priser som svarar mot en årsonsumtion, och som hushållen beatat vid onsumtionsvalet, är de vantitetsvägda genomsnitten av alla de priser som tillämpades under respetive år. Indexet är därför per definition en jämförelse mellan prisläget under olia tidsperioder och inte vid olia tidpunter. Det an vara lämpligt att även mer diret pröva frågan om period ontra tidpunt mot bagrund av indexets huvudanvändningar: Det råder inte någon tvean om att ett index, som används för deflatering av onsumtionsbelopp inom nationalräensaperna eller av detaljhandelns omsättning, lisom ett index som används för beräning av realinomstutveclingen, måste avse de perioder som de atuella beloppen hänför sig till, dvs. normalt hela månader, vartal eller år. Även vid ompensationstillämpningar är det mest naturligt att annyta till under perioder fatist upplupna förändringar av ostnaden för en oförändrad levnadsstandard. Om avsiten med en indexering endast är att anpassa ett visst belopp till ett atuellt prisläge är det mindre lart. Emellertid är det nappast i något sammanhang en fördel att nyta ompensationen till en tidpunt, om den därmed riserar att bestämmas av ett tillfälligt högt eller tillfälligt lågt prisläge. Ocså i stabiliseringspolitisa sammanhang torde man vara mer betjänt av ett genomsnittsmått för en period än av ett mått avseende en viss tidpunt under perioden, som an påveras av tillfälliga fatorer. Å andra sidan an möjligen utveclingen åsådliggöras lättare, om den hänför sig till två bestämda tidpunter istället för till två perioder. Vid genomsnittsmätningar ommer effeten av en prisförändring (som inträffar någon annan dag än den första i månaden) att delas upp på två månadsindex. Den ena delen redovisas på samma månad som priset ändrats och den återstående delen följande månad. Ett index med genomsnittsmätningar an därför vara något mer svåranalyserat. Trots att indexet sall tolas som ett genomsnittsmått, är det inte självlart att prismätningarna bör spridas ut över hela månaden. För

SOU 999:24 Indexonstrution 67 många varor och tjänster, där priserna i allmänhet inte ändras nämnvärt under loppet av en månad, sulle det sana betydelse. I de fallen torde det nuvarande förfarandet med prisinsamling den 5:e i månaden, eller den veca den 5:e infaller, vara ändamålsenligt. På en del områden an det emellertid finns säl att överväga andra alternativ. Då sådana an vara mer resursrävande, måste en avvägning göras mot de andra åtgärder som an vidtas för att öa indexets tillförlitlighet.

SOU 999:24 69 4 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 4. Varatiga varor i allmänhet Redan inledningsvis framhölls att den mest näraliggande tolningen av ett genomsnittsmått på onsumentprisernas utvecling är att det syftar till att ange hur mycet hushållens ostnader för en viss onsumtion förändras. Med ostnader menas de belopp som ett hushåll avstår från för onsumtionen under en period och de utgörs dels av sådana belopp som hushållen erlägger som ersättning för de ice varatiga varor och tjänster som hushållet öper och förbruar under perioden och dels av sådana belopp som hushållen avstår från när man äger och under perioden själv utnyttjar varatiga varor för onsumtion, istället för att: avstå ifrån dem och ha apitalvärdet placerad mot en avastning; alternativt låta ett annat hushåll använda dem mot gällande marnadshyra. 4.. Hyresevivalentansatsen För tjänster och ice varatiga varor, dvs. sådana varor som är avsedda att förbruas i nära anslutning till ansaffningstidpunten, är periodens ostnad alltså lia med vad hushållen fått öpa dem för. I det andra fallet, dvs. med varatiga varor, blir det mer omplicerat. Att själv avstå från att nyttja sina ägodelar, för att istället hyra ut dem, upplevs emellertid endast i undantagsfall som ett realistist alternativ. Men om det finns en fri och väl utveclad hyresmarand är de belopp som sulle unna erhållas i hyra ett i högsta grad adevat uttryc för hur mycet pengar hushållet avstår från för sin onsumtion. Ett annat sätt att se saen är följande: På en perfet marnad bestäms hyran av uthyrarnas totala ostnader. Om det då råder samma villor för en onsument som själv äger

70 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 exempelvis sin bostad, som för hyresvärdar som hyr ut evivalenta bostäder, an man dra slutsatsen att boendeostnaden för dem som äger sin bostad är densamma som hyran för motsvarande bostäder. De här synsätten motiverar hyresevivalentansatsen som metod för att i nationalräensaperna satta nyttjandevärdet av egnahem och bostadsrättslägenheter samt i flera länders motsvarigheter till onsumentprisindex som metod för att satta utveclingen av boendeostnaden i egnahem och ägarlägenheter. 4..2 Alternativostnadsansatsen I avsanad av en hyresmarnad är alternativet närmast att alylera och summera de olia ostnadsposter som innehavet för med sig. Anta att ett hushåll äger en bil som är värd 50.000 ronor. Om bilen efter ett år an säljas för 20.000 ronor är sillnaden värdeminsningen på 30.000 ronor en ostnad för hushållet. Tillsammans med en finansieringsostnad för det egna och lånade apital som placerats i bilen, utgör värdeminsningen hushållets apitalostnad för bil-onsumtionen. Därutöver tillommer ostnader för drift, underhåll m.m. Det här sättet att betrata apitalostnaden bruar allas alternativostnadsansatsen, eftersom den jämför de eonomisa onse-venserna av att äga varan under den atuella perioden med alternativet att ha motsvarande apital placerat mot ränta. 4..3 En partiell ostnadsansats Användningen av index för ompensationsändamål syftar till att värdesära, eller bevara öpraften hos, specifia penninginomster: pensioner, sociala förmåner, löner och andra ersättningar, avastningen på realränteobligationer etc. En annan näraliggande användning är att beräna förändringen av reallöner eller realinomster. Både alternativostnadsansatsen och hyresevivalentansatsen avser att besriva utveclingen av egnahemsägarens totala ostnader för boende, inl. de belopp som fastighetsägaren avstår ifrån i ränta på eget apital. En förändring av dessa belopp innebär doc inte att egnahemsägaren fått det bättre eller sämre. Vid en förändring an ju hushållet fortsätta att avstå från den alternativa avastningen och fortsätta att onsumera i samma omfattning. Om man ser indexets uppgift som att bilda underlag för reglering av hushållens totala penninginomster, an därför det fullständiga ostnadsuttrycet, inl. ostnader för ränta på eget apital, uppfattas som för omfattande.

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 7 Stara säl talar emellertid emot alternativet att söa bestämma ett ompensationsbehov grundat på ett sådant inomstbegrepp. Den reala marnadsräntan lisom sattereglerna för apitalinomst och realisationsvinst påverar hushållens eonomi på flera olia sätt och inte enbart via inveran på boendeostnaderna i egnahem. Då hus-hållen har såväl (räntebärande) finansiella tillgångar som finansiella sulder, går effeterna i olia ritning för olia hushåll. En representativ eller genomsnittlig inveran på hushållens onsumtionsutrymme är i pratien omöjlig att beräna. Att ensidigt beata de onsevenser som har att göra med utgiftsräntor för bostads-lån utgör enligt min mening inte någon fördel, då index används för ompensationsändamål. 4..4 Nettoansaffningsmetoden Även om en vara har lång fysis livslängd an den eonomisa livslängden, dvs. den tid under vilen varan har ett betydande värde på en andrahands- eller hyresmarnad, vara väsentligt ortare. För sådana varor är värdeminsningen stor i förhållande till finansierings-ostnaden. De belopp hushållen erlägger som ersättning för nya varor speglar i sådana fall gansa väl deras ostnader för onsumtionen. En mycet förenlad metod för att uppsatta värdet av hushållens onsumtion av varatiga varor är därför att mäta för hur stora belopp som hushållen netto ansaffar varor från andra setorer av eonomin. Med undantag för boendet är det en sådan nettoansaffningsmetod som tillämpas i nationalräensaperna. Ett prisindex som utgår från nettoansaffningsmetoden mäter utveclingen av de priser som hus-hushållen får erlägga för varor som öpts under en viss period. I vilen utsträcning de fatist förbruats, lisom finansieringsostnaderna, sanar då betydelse. I pratien behandlas de varatiga varorna på samma sätt som ice varatiga varor och tjänster. Det är den här metoden som tillämpas i KPI för alla varatiga varor utom bostäder. Detsamma gäller i alla andra länder, möjligen med något undantag. Vissa varor har i och för sig en synnerligen utsträct eonomis livslängd. Dit an t.ex. ränas: smycen, onstföremål, vissa möbler och segelbåtar. Bostäder intar doc en särställning bland dessa, när det gäller onsevenser för hushållens eonomi. När det gäller bilar är det ocså lätt att visa att värdeminsningen normalt utgör en betydande och väsentligt större del av ostnaden än finansieringsostnaden. Förändringen av priserna på de bilar som hushållen ansaffar ger därför ett betydande bidrag till att besriva bilostnadsutveclingen. Det ligger utanför mitt uppdrag att föreslå preciserade ritlinjer vad gäller andra

72 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 varatiga varor än bostäder, och jag har därför inte prövat om det finns säl för att i något fall frångå den nuvarande ansaffnings-metoden. 4.2 Nuvarande metoder i Sverige och andra länder Internationellt finns ingen entydig praxis för hur bostadsposten sall beränas i ett onsumentprisindex. Internationella överensommelser som ILO:s onvention om arbetsmarnadsstatisti ger ocså ett mycet stort spelrum när det gäller valet av metod. Ett undantag utgör harmoniserad index för onsumentpriser, HIKP, som beränas enligt mer detaljerade, och för EU/EES-länderna bindande, regler. Sverige I det svensa onsumentprisindexet, KPI, beränas delindexet för boendeostnader i egnahem f.n. i stort sett enligt de ritlinjer som lades fast av 955 års bostadsindexutredning. I en del avseenden har ändringar sett efter beslut av nämnden för onsumentprisindex. Konsumtionsvärdet (viten) för egnahemsboende, exl. el och uppvärmning, baseras på nationalräensaperna. Det innebär att bostadsonsumtionen sattas i termer av bostadsyta, vilen åsätts en vadratmeterhyra hämtad från hyresmarnaden och som justerats så att hänsyn tas till egnahemsägarens tillgång till biyta, trädgård etc. Indexet för egnahemsboende är ett vägt genomsnitt av ett antal delindex: Ränteostnader Avsrivningar Fastighetssatt Försäringsavgifter Reparationer och underhåll, öpta tjänster Reparationer och underhåll, varor Vatten och avlopp, renhållning samt sotning Tomträttsavgäld Egnahemsviten fördelas mellan delindextalen på basis av direta sattningar av de olia ostnadsbeloppens storle. Ränteostnaderna beränas därvid på det belopp som de nuvarande ägarna fatist nedlagt

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 73 i fastigheten, som antas belastas med en finansieringsostnad motsvarande den genomsnittliga räntesatsen på utestående lån för bostadsändamål (i småhus). Kostnaderna för avsrivningar sattas som,4 procent av det atuella marnadsvärdet. Delindexet för ränteostnader beränas på ett sätt som är onsistent med den alyl som ligger till grund för fördelningen av den totala egnahemsviten. Det innebär att indexet påveras såväl av förändringar i det nedlagda apitalet som av förändringar avseende den genom-snittliga räntan på bostadslånen. En förändring av det nedlagda apitalet som beror på en real förändring av bostadsstocen tillåts doc inte påvera index, eftersom avsiten är att mäta förändringen av ostnaden för en oförändrad standard. De förändringar som tillåts påvera apitalstocen är därför dels sådana som beror på att fastigheterna bytt ägare så att öpesillingen förändrats och dels sådana som beror på att priserna förändrats på den andel av stocen som under en period utgörs av nytillomna bostäder. Den genomsnittliga räntan på bostadslånen är ett vägt genomsnitt av räntesatser för olia typer av lån. De räntesatser som anses gälla en viss månad för lån med bunden ränta är ett rullande genomsnitt av de nyutlåningsräntor som tillämpats de senaste 60 månaderna för lån med 5 års räntebindningstid, respetive de senaste 24 månaderna för lån med 2 års räntebindningstid. De förra får i beräningarna representera samtliga lån med 5 års eller längre räntebindningstid, medan de senare representerar lån där räntan bundits för ortare tid. Delindexet för avsrivningar sätts lia med indexet för reparationer och underhåll genomsnittet för öpta tjänster och varor. T.o.m. 998 utgjordes indexet av ett byggnadsprisindex för färdigställda småhus. Någon motsvarande beräning avseende bostadsrättslägenheter görs inte. I index förutsätts boendeostnaden istället utveclas på samma sätt som för hyreslägenheter. Andra länder Den brittisa statistimyndigheten gjorde 994 en artläggning av vila metoder som tillämpades internationellt för beräning av bostads-postens egnahemsdel. Kartläggningen avsåg samtliga nuvarande EU-länder samt Australien, Canada, Japan, Norge, Nya Zeeland, Schweiz och USA. Köpesilling plus belopp nedlagda i om- och tillbyggnader.

74 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 Av de undersöta länderna var det sex som utelämnade boendeostnader i egnahem, utom driftsostnader etc.: Franrie Italien Spanien Greland Luxemburg Österrie Nio länder tillämpade en hyresevivalentansats, dvs. boendeostnaden förutsätts utveclas på samma sätt för ägda bostäder som för hyrda: Belgien Nederländerna Schweiz Danmar Norge Tysland Japan Portugal USA Fyra länder tillämpade någon form av ostnadsalyl: Canada Finland Storbritannien Sverige De begränsade ostnadsuttryc som används i dessa fall, särsilt de i Canada, Finland och Storbritannien, ligger nära vad man uppfattar som hushållens boendeutgifter. Det fatum att man tagit med en avsrivningspost (förslitning) har motiverat benämningen ostnadsalyl. Ränteposten avser i Canada, Finland och Storbritannien räntan på det lånade apitalet, medan de i Sverige omfattar ränta på hela det historist nedlagda apitalet. Låne-/apitalstocen (som ränteostnaden beränas på) förutsätts i Canada och Storbritannien, lisom i Sverige, ändras främst i samband med att husen byter ägare och i den utsträcning som huset då stigit eller fallit i värde sedan förra över-låtelsen. I Canada och Storbritannien förutsätts omsättningen se på ett sådant sätt att varen den genomsnittliga innehavstiden eller för-delningen på olia innehavstider förändras. Det innebär att dessa index inte påveras av sillnader mellan åren avseende de fatist omsatta husen. I Sverige däremot har valts en ansats som innebär att variationer i hur många hus som omsätts samt de omsatta husens tidigare ägarhistoria påverar utveclingen av indexet. Ett år med stor omsättning tenderar därför indexet att stiga mer än ett år med liten omsättning, eftersom fler hus får nya högre öpesillingar. Vidare, ett år då många hus omsätts som varit i samma ägo länge tenderar indexet att stiga mer än ett år då omsättningen domineras av hus som bytt ägare mer nyligen. 2 I Finland slutligen, 2 Båda dessa slutsatser bygger på förutsättningen att huspriserna långsitigt stigit.

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 75 förutsätts lånestocen vara nominellt oförändrad över tiden. Endast i Storbritannien påveras beräningen av möjligheten att göra avdrag för utgiftsräntor. Ett renodlat utgiftsalternativ tillämpades endast i två länder: Australien Irland I båda fallen har man, vad avser apitaldelen, begränsat sig till ränteutgifter. Kontantinsatser och amorteringar ingår ej. Alternativet att behandla bostäder som vilen vara som helst, och mäta de priser som hushållen erlägger vid öp av nya hus, nettoansaffningsansatsen, tillämpades endast i ett av de undersöta länderna: Nya Zeeland I samband med nyligen genomförda översyner av indexberäningarna i Australien och i Nya Zeeland har man ommit fram till att index i dessa länder bör beränas såväl enligt utgiftsalternativet som enligt ansaffningsalternativet. EU/EES Den första användningen av Harmoniserad index för onsumentpriser, HIKP, var som underlag för uppföljning av det onvergensrav för medlemsap i den Europeisa monetära unionen (EMU) som avsåg prisstabilitet. Den främsta användningen idag är som målvariabel för penningpolitien inom EMU, i det sammanhanget som ett vägt genomsnitt över EMU-länderna, samt som en inom EU/EES jämförbar maroeonomis indiator. Med utgångspunt ifrån detta har bedömningen gjorts att indexet bör mäta utveclingen av priser som erläggs i atuella transationer som diret ersättning för onsumentvaror och -tjänster. För delindexet egnahemsboende har det ommit att innebära att enbart löpande driftsostnader ingår. Inga poster som avser apital-delen eller tillränade hyresvärden ingår. Även reparationer och under-håll betratas därvid som ansaffning av nytt bostadsapital till den del de inte avser rutinmässiga åtgärder. Utredningsarbete pågår doc i syfte att se om egnahemsposten i HIKP bör ompletteras enligt ansaffningsansatsen. Frågan hur behandlingen av egnahemsposten i HIKP påverar indexets användning som inflationsmått ommer att närmare ommenteras i apitel 7.

76 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 4.3 Egnahem förslag 4.3. Förslaget i orthet Det är inte möjligt att på ett helt tillförlitligt sätt, och med exathet, besriva utveclingen av ostnaden för att bo i egnahem. Någon större hyresmarnad för småhus finns inte i Sverige. Därför är uthyrning/hyra av småhus sällan ett reellt alternativ, och de hyror som erläggs an inte förväntas vara representativa för egnahemsägarnas ostnader i allmänhet. Den betydligt större hyresmarnaden för lägenheter i flerbostadshus är inte heller representativ, på grund av dels inslaget av regleringar och dels att beståndet av hyreslägenheter siljer sig väsentligt från egnahemsbeståndet med avseende på bostädernas ostnadsbild, typ, belägenhet och standard. Det är därför inte möjligt att med hyresevivalentansatsen besriva utveclingen av egnahemsägarnas boendeostnader på ett tillförlitligt sätt. Nettoansaffningsmetoden an inte betratas som något rimligt alternativ. Även om den har unnat motiveras för andra varatiga varor, så är förutsättningarna speciella för just bostäder genom ombinationen av den synnerligen utsträcta varatigheten och det stora värde som bostäderna representerar. Mitt förslag är således att indexet avseende boendeostnader i egnahem sall baseras på en alternativostnadsansats. De fatisa förändringarna av apitalostnaden, från månad till månad och från år till år, an emellertid inte alyleras fullt ut. Jag anser doc att en i sammanhanget rimlig förenling är att beräna varje indexlän under förutsättningen att sillnaden mellan den långsitiga nominalräntan och den lialedes långsitiga förväntade relativa apitalvinsten är onstant. I det följande används betecningen bostadsrealränta för sillnaden mellan nominalräntan och den förväntade relativa apitalvinsten på egnahem. Den senare, som är samma sa som den förväntade husprisinflationen, antas sammanfalla med den förväntade allmänna inflationen. Eftersom det ocså finns goda säl att se förslitningen som en onstant andel av fastighetsapitalet, innebär det att indexet för apitalostnader, exl. fastighetssatt, sall bestämmas av värde-utveclingen på en oförändrad stoc av egnahem. Indexet för apital-ostnader, exl. fastighetssatt, bör därför vara ett fastighetsprisindex. Det underlag som idag används för framställning av småhusbarometern och fastighetsprisindex för småhus bör unna ligga till grund för ett, i det här sammanhanget, ändamålenligt mått. Effeter av ändrad apitalinomstbesattning, inl. realisationsvinstbesattningen, bör som nu inte påvera indexet. Sälet är att satten inte är nuten till onsumtionen av en viss vara eller tjänst (även

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 77 om reglerna för besattning av realisationsvinst siljer sig mellan olia tillgångsslag). Dess effet på apitalostnaden uppommer genom inveran, efter satt, på bostadsrealräntan och på den relativa förslitningen. Men satten påverar hushållens eonomi på flera sätt. Samtidigt som en sänt apitalinomstsatt öar boendeostnaden efter satt, öar den ocså hushållens övriga apitalinomster efter satt. Därför bör apitalinomstsatten behandlas analogt med bostadsrealräntan i övrigt, dvs. endast påvera viten, medan bostadsrealräntan efter satt betratas som onstant inom varje indexlän. Fastighetssatten annyter däremot diret till hushållens bostadsonsumtion och ändringar bör lisom nu beatas fullt ut i indexberäningen avseende såväl sattesats som det omränade bastalet. Detsamma gäller i princip ocså räntebidragen i den mån som ändringar av dessa nämnvärt an påvera utveclingen av indexet. Egnahemsinnehavet påverar hushållets förmögenhetssatt, om det omränade bastalet avvier från det delarationsvärde som gäller vid en alternativ placering av apitalet. Satten sanar doc lisom apitalinomstsatten en diret annytning till boendet. Å andra sidan är effeten på hushållens eonomi entydig. Med den nuvarande utformningen av satten bör man doc unna bortse från den, även vid beräningen av egnahemsostnadernas vit i KPI. Eftersom värdeminsning p.g.a. förslitning är en del av apitalostnaden, an inte dessutom de åtgärder som vidtas på bostaden i syfte att ompensera för en längre tids normal förslitning, uppfattas som onsumtion. Sådana åtgärder måste istället, i lihet med ny-, om- och tillbyggnader, uppfattas som investeringar i nytt bostadsapital och med en varatighet av samma aratär som bostaden i sig. Posten reparationer och underhåll sall därför avgränsas så att den endast omfattar åtgärder av löpande aratär. Detta siljer sig från hur posten avgränsas i KPI idag men ansluter till de principer som tillämpas i nationalräensaperna och i HIKP. Sammanfattningsvis innebär förslaget att: De nuvarande delindexen avseende ränteostnader och avsrivningar ersätts med ett index som anger utveclingen av hushållens apitalostnader (exl. fastighetssatt), vid prisbasperiodens bostadsrealränta och regler för apitalinomstsatt. Det nya indexet approximeras med ett fastighetsprisindex avseende egnahem. Konsumtionsviten motsvarar apitalostnaderna (exl. fastighetssatt) under prisbasperioden avseende vitperiodens onsumtion. Dessa är ostnaderna för en nominell långsitig ränta, ränad på egnahemmens marnadsvärde under prisbasperioden, minsad med

78 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 den förväntade lialedes långsitiga värdestegringen (apitalvinster - förslitning) och ränat efter satt. Fastighetssatten, och i mån av betydelse även räntebidragen, beatas lisom idag. Posten reparationer och underhåll avgränsas så att den endast omfattar sådana åtgärder som är av rutinaratär. Övriga delindex avseende Försäringsavgifter; Vatten och avlopp, renhållning samt sotning; Tomträttsavgäld; förutsätts beränas utifrån samma principiella innebörd som idag. I det följande preciseras och motiveras utredningens förslag mer utförligt vad avser apitalostnaderna exl. fastighetssatt och räntebidrag. I Bilaga 5 finns en mer tenis framställning. 4.3.2 Indexet för apitalostnader Den grundläggande modellen Medan ostnaden för boende i hyresrätt utgörs av hyran är ostnaden för egnahemsboende sammansatt av ett antal olia ostnadsslag: drift, löpande reparationer och underhåll samt apitalostnader. Kapitalostnaderna utgörs av ränta och värdeminsning. Om bostaden istället öar i värde, vilet har varit det vanliga åtminstone sett över ett antal år, är den senare delen av apitalostnaden negativ, dvs. den bidrar till att minsa boendeostnaden. Priset, eller hyran, för att under en period bo i egnahem är alltså summan av dessa ostnader. Ett prisindex mellan två perioder får vi genom att beräna förhållandet mellan ostnadssumman enligt prisläget i respetive period avseende ett livärdigt boende. Vi sall här utgå ifrån att det är oontroversiellt att bestämma hur index för drift, löpande reparationer och underhåll m.m. sall utformas. När det gäller apitalostnader är det i allmänhet mindre självlart och det sall därför preciseras ytterligare: Ränta avser såväl hushållets lånefinansiering som den ränta eller alternativa avastning som hushållen avstår från på det egna apital som är placerat i bostaden. Värdeminsningen (eller värdeöningen) är sammansatt av dels den värdeförändring som beror på förslitning den samlade effeten av bostadens fysisa förslitning och tilltagande obsolescens och dels den värdeförändring som beror på apitalvinster/-förluster (fastighetsinflation/-deflation) avseende valitetsmässigt oför-ändrade hus.

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 79 Ett förenlat exempel på vad det innebär an se ut så här: Anta att marnadsvärdet av stocen egnahem uppgår till 000 milj. ronor i utgångsläget indexlänens basår och att en viss fastighetsinflation råder så att värdet under jämförelseperioden, för en stoc av samma storle och standard, är 030 milj. ronor. Om räntan på såväl lånat som eget apital är 6 procent i båda perioderna, uppgår ränteostnaden till 0,06 000=60 respetive 0,06 030=6,8 milj. ronor. Anta att fastighetsinflationen (i årstat) är 3 procent i båda perioderna och att förslitning varje år bidrar till en minsning av bostädernas värde med i genomsnitt procent. Den totala relativa värdeförändringen efter förslitning är alltså +2 procent (i årstat), såväl under länens basår som under jämförelseperioden. Den del av apitalostnaden som utgörs av värdeförändring är alltså negativ och bidrar till att minsa ostnaden med 0,02 000=20 respetive 0,02 030=20,6 milj. ronor. Om vi antar att de övriga ostnadsslagen, drift, löpande reparationer och underhåll, är totalt 30 milj. ronor enligt basårets prisläge och 32,3 milj. ronor enligt jämförelseperiodens prisläge, an vi summera ostnaden enligt prisläget i respetive period och beräna ett prisindex som: Summa ostnad enligt atuellt prisläge 00 = Summa ostnad enligt basårets prisläge 6, 8 20, 6 + 32, 3 73, 5 = 00 = 00 = 05 60 20 + 30 70 Ett index för enbart apitalostnaden an beränas som Summa apitalostnad enligt atuellt prisläge 00 = Summa apitalostnad enligt basårets prisläge 6, 8 20, 6 4, 2 = 00 = 00 = 03 60 20 40 Eftersom räntesatsen, husinflationen och den relativa förslitningen antogs ligga på samma nivå i båda perioderna, förlaras sillnaden i apitalostnad mellan perioderna helt av att värdet av apitalstocen är högre i den senare perioden. Alltså vid givna värden för räntesats, husinflation och relativ förslitning är apitalostnaden proportionell mot egnahemmens marnadsvärde.

80 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 I varje period avstår hushållen således för sin bostadsonsumtion ett belopp motsvarande en viss andel av fastigheternas värde, och ju högre värdet är desto större är detta ostnadsbelopp. I verligheten varierar doc räntesatser och husinflation över tiden. Den relativa förslitning som uppstår genom ett visst nyttjande är det däremot rimligt att före-ställa sig är densamma när två perioder jämförs, varför förslitnings-procenten förutsätts vara en onstant, åtminstone inom loppet av varje indexlän. Ett långsitigt perspetiv När det gäller de båda andra omponenterna i apitalostnaden är frågan om det är rimligt att uppfatta den genomsnittliga räntan på de utestående lånen, eller den ortfristiga nyutlåningsräntan, och den atuella husinflationen som särsilt relevant för hur boendeostnaden bör uppfattas. En tillfälligt hög förhållandevis ortfristig ränta eller en tillfällig husdeflation leder inte till att hushållen i någon större utsträcning omprövar sin bostadsonsumtion, trots att bostads-innehavet just då ter sig oförmånligt. Kortsitiga förändringar i boendeonsumtionen förlaras snarare av demografisa fatorer, lividitet m.m. Däremot är den ostnad som hushållen förväntar sig sall gälla sett över en förhållandevis lång tidsperiod relevant när det gäller hushållens onsumtionsval. I det perspetivet är den relevanta husinflationen den som i genomsnitt gäller under en period av anse 5 år den genomsnittliga tiden för ett egnahemsinnehav. Och när avsiten är att binda apital i ett egnahem under en planerad femton-årig innehavsperiod, är den relevanta räntesatsen den som gäller vid placeringar på lia lång sit. Den atuella räntesatsen vid placeringar på lång sit är väl änd, eftersom löpande räntenoteringar görs avseende obligationer med avlägsen inlösenstidpunt. Däremot är det inte möjligt att inhämta noteringar avseende den husinflation som i genomsnitt sall gälla de närmaste 5 åren. Genom att mäta inflationsförväntningarna är det förvisso möjligt att utforma ett mått på den ostnad man an förvänta sig sall inträffa. KPI är till sin aratär ett mått på vad som fatist inträffat. Att låta indexets förändring, från månad till månad och från år till år, bestämmas av uppmätta eller sattade inflationsförväntningar är därför ingen godtagbar lösning. Eftersom ränta och inflationstat, sett över de längre tidsperioder som är relevanta här, tenderar att följas åt, är emellertid ett näraliggande alternativ att betrata sillnaden mellan dessa bostadsrealräntan som onstant. Mot bagrund av att det inte är möjligt att fullt ut utvärdera ostnaden för ett egnahemsinnehav förrän

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 8 bostaden sålts, framstår detta som en rimlig förenling. Det betyder att om sillnaden mellan nominalräntan och den förväntade husinflationen under prisbasperioden var 4 procent så förutsätts detta förhållande gälla under hela indexlänen. Eftersom förslitnings-procenten ocså förutsattes vara onstant innebär det att indexet avseende apitalostnaden helt och hållet sall bestämmas av värde-utveclingen på valitetsmässigt oförändrade egnahem, precis som i exemplet ovan, och det föreslås därför utgöras av ett fastighets-prisindex. Av säl som anförts i avsnitt 4.3. bör doc förändringar av apitalinomstbesattningen inte påvera beräningen av delindex-länen ifråga. Antagandet om en under indexlänen onstant bostadsrealränta är naturligtvis inte helt realistist. Självlart ser det successivt en försjutning av den reala ränta som i efterhand an visas ha påverat hushållens boendeostnad, t.ex. om vi jämför den reala ränte-belastningen under perioden juni 999 juni 204 med den reala ränte-belastningen för ett valitetsmässigt identist boende under perioden juli 999 juli 204. Det finns doc ingen möjlighet att i juli 999 satta denna försjutning på ett trovärdigt sätt. Alla alternativ att göra det med en på olia sätt utjämnad realränta ommer oundviligen att leda till svåra tolningsproblem. Om realräntan i stället hålls onstant under indexlänen an indexet åtminstone ges tolningen att det anger ostnadsförändringen vid en bestämd bostadsrealränta och vid basperiodens regler för satt på apitalinomster. En jämförelse med det nuvarande indexet Kapitalostnaden i egnahemsposten ommer alltså att påvera KPIutveclingen i positiv ritning under perioder då fastighetspriserna stiger snabbare än andra priser och omvänt. Detta är en diret mot-svarighet till effeten på hyrorna av förändringarna av priserna på hyresfastigheter vid ett visst realt avastningsrav. I det nuvarande ränteostnadsindexet bestäms utveclingen, vid en viss nominell ränte-nivå, av förändringen av det historist nedlagda apitalet (se avsnitt 4.2.). Man synes här ha utgått från uppfattningen att den ensilde egnahemsägaren därmed inte sulle ompenseras såväl via en för-mögenhetstillväxt som via en indexbestämd ompensation. Att hushållet genom värdestegringen får en öad nominell förmögenhet har emellertid ingen entydig betydelse för behovet av ompensation. Endast om huspriserna stiger i en annan tat än den allmänna prisnivån sulle det få några onsevenser: att egnahemsägarnas samlade reala resurser öar då relativpriset på fastigheter stiger och att deras reala resurser minsar då relativpriset på fastigheter minsar.

82 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 Problemet i ompensationssammanhang är därför inte den nominella förmögenhetstillväxten i sig, utan de löpande apitalvinsterna (husinflationen) som måste beatas eftersom de minsar hushållets boendeostnader. Det bör framhållas att ocså det nuvarande ränteostnadsindexets utformning innebär att indexet stiger med öande fastighetspriser. Det är ingen fördel att detta ser i den tat som bestäms av de fatisa överlåtelserna och att värdet av en ensild fastighet ses som oförändrat mellan överlåtelsetillfällena. Det innebär däremot att man ytterligare fjärmar sig från vad som är den atuella ostnaden för boendet 4.3.3 Viten för apitalostnader Kapitalostnaden, exl. fastighetssatt och före räntebidrag, som bestämmer indexets vit, utgör en andel av prisbasperiodens värde av vitperiodens egnahemsstoc. Andelen beränas som räntesats plus relativ förslitning minus relativ apitalvinst (husinflation), allt ränat efter satt på apitalinomster och enligt de räntesatser etc. som gällde under prisbasperioden. Den relativa förslitningen förutsätts unna sattas utifrån nationalräensaperna. Sattningen av de övriga omponenterna disuteras nedan. Ränta på lånat apital Den nominella räntan, som förutsätts stå i ett onstant förhållande till den långsitiga fastighetsinflationen, uppfattas som den under basperioden gällande räntan på obligationer med lång återstående löptid (ca. 5 år). Hushållens fatisa finansieringsbild ser doc väsentligt annorlunda ut. Det lånade apitalet är sammansatt av såväl lån med rörlig ränta som lån med varierande räntebindningstider, vanligen 5 år eller ortare tid. Kostnaden för ränta på lånat apital sammanfaller doc i allmänhet inte med hushållets fatisa låneräntor: Anta att räntan på de befintliga lånen är högre än räntan på nya lån med samma återstående räntebindningstid. Ett hushåll som avstår från bostaden och löser lånen har ändå var ostnaden att ersätta långivaren för räntesillnaden. Om räntan på de befintliga lånen istället är lägre än den atuella nyutlåningsräntan ommer ett hushåll som avstår ifrån bostaden och överlåter de förmånliga lånen på öparen att unna apitalisera värdet av lånen räntesillnaden i försäljningspriset. Det hushåll som behåller huset får alltså inte bara fortsätta att betala för lånet utan avstår

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 83 ocså från värdet av räntesillnaden. Alltså, oavsett om räntan på de befintliga lånen ligger över eller under den atuella nyutlånings-räntan så är ostnaden för en viss belåning densamma lia med den atuella räntan på nya lån. Fördelningen av lånen på olia räntebindningstider sanar därför betydelse för ostnaden under respetive period, och den relevanta räntan är den som gäller för placeringar på samma sit som egnahemsinnehavet, dvs. i genomsnitt omring 5 år. Eftersom bostadslån med så lång räntebindningstid torde utgöra undandag an räntan bestämmas som räntan på bostadsobligationer öad med den s.. räntedifferensen 3 på representativa bostadslån 4. Ränta på eget apital Det är i största allmänhet olart vad som an anses vara den alternativa placeringen av eget apital, och vad avastningen på den är. Eftersom det är ostnaden för boendet och inget annat som sall mätas måste den alternativa placeringen representera samma ris och lividitet. Om den t.ex. sulle vara mer risfylld än en placering i egnahem sulle vi översatta boendeostnaden eftersom en del av avastningen på den alternativa placeringen är ompensation för den högre risen. Den alternativa placering som därvidlag mest förefaller lina placeringen i egnahem är att låna ut pengarna för bostadsändamål mot säerhet i den atuella fastigheten, dvs. hushållet agerar som bostadslåneinstitut. Räntan på eget apital sulle i så fall vara densamma som bostadslåneräntan. Möjligen sulle man unna anföra att den räntan är väl låg eftersom det egna apitalet an ses som en slags toppfinansiering som är exponerad för en större ris. Å andra sidan an bostadslåneräntan uppfattas som väl hög efter-som den avastning som hushållen i pratien erhåller på t.ex. obligationer är lägre. Det hänger doc samman med den lägre risen på dessa placeringar. Det gäller även bostadsobligationer eftersom risen där fördelas på hela den belånade stocen. En annan alternativ placering som annars an uppfattas väl tillgodose riterierna avseende lia ris och lividitet, är att placera apitalet i en livärdig fastighet som upplåts mot en marnadsmässig hyra. Den 3 Sillnaden mellan bostadsinstitutens in- och utlåningsränta. 4 Om representativa bostadsobligationer sanas an man utgå från statsobligationsräntan öad med den s.. bopremien (sillnaden mellan statsobligationsräntan och bostadsobligationsräntan) avseende obligationer med ortare återstående löptid.

84 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 alternativa avastningen an då beränas indiret som sillnaden mellan den hyra som erhålls och hushållets (investerarens) ostnader för belåning, värdeminsning, drift etc. Det innebär att alternativostnadsansatsen, vid valet av en sådan alternativ placering, ger samma resultat som en hyresevivalentansats. En förutsättning för en sådan lösning är att hyresvärdet fatist an observeras. I USA har man gjort bedömningen att man an det och har därför utifrån den här utgångspunten motiverat valet av hyresevivalentansatsen. Som förut framhållits är förutsättningarna därvidlag väsentligt annorlunda i Sverige. Det är ändå värdefullt att notera denna principiella överens-stämmelse mellan hyresevivalentansatsen och alternativostnads-ansatsen. För ett svenst onsumentprisindex är därför slutsatsen att det inte finns någon sådan grund för att göra sillnad på räntan vid lånefinansiering respetive vid finansiering med eget apital. Husinflationen Den förväntade husinflationen (över ca. 5 år) förutsätts unna sättas lia med, eller i ett bestämt förhållande till, de allmänna inflationsförväntningarna. Dessa an bestämmas enligt något av följande två alternativ:. implicita inflationsförväntningar beränade som sillnaden mellan långa nominella och reala räntor, 2. genom enät. Precisionen vad avser bestämning av såväl ränta som inflationsförväntningar är emellertid inte avgörande. Eftersom den resulterande bostadsrealräntan förutsätts vara onstant för varje indexlän, har den betydelse enbart för bestämningen av viten. Stara säl talar för att välja ett alternativ som minimerar svängningarna i bostadsrealräntan, då stora förändringar av viten bidrar till att öa effeten av vit-revisionerna på de redovisade inflationstalen. Det innebär bl.a. att måttet på inflationsförväntningarna bör avse samma placeringstid som räntan. Alternativ ) ovan bedöms vara det som är mest ändamåls-enligt. Det har ocså den fördelen att måttet vilar på observerbara priser på marnaden för värdepapper.

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 85 Satter Kapitalinomstbesattningen och avdragsrätten för utgiftsräntor innebär att endast en del av ränteostnaden brutto utgör en ostnad netto för hushållet. Det gäller inte bara ränta på lånat apital, utan i samma utsträcning även det egna apitalet genom att dess placering i fastigheten innebär att någon periodis besattningsbar avastning inte uppstår. Däremot uppstår en besattningsbar realisationsvinst vid försäljning av bostaden, och satten på den utgör en ostnad för boendet. Förluster är därvidlag avdragsgilla i samma utsträcning som vinster är satteplitiga. Satten på apitalinomster uppgår f.n. till 30 procent av den besattningsbara inomsten i inomstslaget apital. Vid försäljning av privatbostad är halva realisationsvinsten besattningsbar apitalinomst. Undersott är fullt avdragsgilla upp till 00 tr. Undersott därutöver ger en satteredution på 2 procent avseende den över-sjutande delen. Den långsitiga räntan enligt ovan sall således minsas med 30 procent vid beräning av det ostnadsbelopp som bestämmer viten. Motsvarande justering av den relativa apitalvinsten (husinflationen) och den relativa förslitningen är en minsning med 5 procent. Troligen är det mycet svårt att beräna effeten på boende-ostnaderna av de regler som gäller vid stora undersott. Samtidigt torde de ha marginell betydelse för vitens storle varför man an bortse ifrån denna fator. 4.4 Fritidshus förslag Även om fritidshus som nyttjas av ägaren tillgodoser ett annat behov än permanentboende, an det inte redovisas några säl till varför inte ocså de sulle omfattas av förslagen avseende egnahem. 4.5 Bostadsrättslägenheter förslag Indexet avseende boendeostnader i lägenheter upplåtna med bostadsrätt föreslås beränas enligt en hyresevivalentansats. För bostadsrätter gäller i och för sig mycet av vad som anförts för egnahem. Samtidigt finns en del sillnader. Den mest uppenbara sillnaden är att en hel del driftsostnader etc., som egnahemsägaren står för diret, betalas av bostadsrättsinnehavaren indiret genom den avgift som erläggs till föreningen. Det finns doc även en del andra sillnader som jag menar har större betydelse för utformningen av indexet:

86 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt SOU 999:24 En förstahandsmarnad för linande objet upplåtna med hyresrätt existerar parallellt. Vidare finns en inte helt obetydlig andrahandsmarnad för andrahandsuthyrning av lägenheter upplåtna med bostadsrätt. Det innebär att förutsättningarna för en hyresevivalentansats bör vara väsentligt bättre än för egnahem Det finns ett större inslag av ortsitighet i den boendeonsumtion som tillgodoses genom innehav av bostadsrättslägenhet, eftersom innehavstiden ofta är väsentligt ortare än för egnahem. Den boende finansierar innehavet dels diret genom de lån och det egna apital som placerats i bostaden och dels indiret via avgiften till bostadsrättsföreningen. I KPI får hyresutveclingen redan nu representera även utveclingen av boendeostnaderna i bostadsrätt. Doc bör övervägas om metoden behöver modifieras så att urvalet av hyreslägenheter, som läggs till grund för beräningen, görs mer representativt för sammansättningen hos bostadsrättsbeståndet. Marnaden för uthyrning av bostadsrättslägenheter i andra hand är däremot alltför liten och alltför speciell (t.ex. i fråga om uthyrningstidens längd) för att i det här sammanhanget utgöra ett realistist alternativ till förstahandsmarnaden avseende hyreslägenheter. Den alternativostnadsansats som besrivits för egnahem sulle i princip unna tillämpas ocså för bostadsrättslägenheter. Kapitalostnaden sulle i det fallet ränas på lägenhetens atuella marnadsvärde snarare än på en andel av fastighetens värde. Vidare sulle avgiften till bostadsrättsföreningen ingå som ytterligare ett ostnadsslag, som täcer dels det mesta av driftsostnaderna och dels de apitalostnader som ligger på fastigheten, inl. fastighetssatten. Alternativostnadsansatsen sulle således räva löpande mätningar av utveclingen av såväl avgifter som lägenhetspriser. Hur man operationellt sulle definiera vad som avses med en lägenhets lia standard är olart, då fördelningen av den totala apitalostnaden ändras mellan hushållet och fastigheten. Förslaget avseende egnahem, att mäta ostnaden vid en onstant bostadsrealränta, vilade på förutsättningen att den bostadsrealränta som ex post an beränas över en period som motsvarar ett normalt egnahemsinnehav förändras mycet lite från månad till månad. Den förutsättningen är doc väsentligt mer tvesam när det gäller bostadsrättslägenheter, eftersom den genomsnittliga innehavstiden är betydligt ortare uppsattningsvis 5-7 år jämfört med ca. 5 år för egnahem. Till hyresevivalentansatsens nacdel talar att hyresmarnaden är föremål för reglering. Det betyder att hushållen vid napphet an tillgodose sin bostadsonsumtion genom att i öad utsträcning vända

SOU 999:24 Boendeostnad i egnahem och bostadsrätt 87 sig till bostadsrättsmarnaden och där acceptera en högre boendeostnad. Vid det omvända förhållandet, med översott på bostäder, anpassas marnadsvärdet på bostadsrätterna så att boendeostnaden i dessa blir lägre än i evivalenta hyresobjet, och antalet outhyrda lägenheter öar. I allmänhet gäller att obalanser av det här slaget tenderar att utjämnas sett över ett antal år. En del obalanser an doc vara mer bestående. Den tillämpning som brusvärdesystemet fått i Stocolm har framhållits som exempel på en sådan obalans. Sammanfattningsvis bör en hyresevivalentansats åtminstone inte vara sämre än en alternativostnadsansats när det gäller bostadsrätter, och den är väsentligt enlare.

SOU 999:24 89 5 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster och inomstberoende avgifter 5. Bagrund och allmänna utgångspunter Samhället bär huvuddelen av ostnaderna för barn- och äldreomsorg. Det gäller i synnerhet äldreomsorgen, för vilen hushållens avgifter för vård och omsorg uppsattats bidra med i storlesordningen 2-3 procent, sett över riet totalt. Inom barnomsorgen täcer avgifterna ca. 6 procent av ostnaden. Variationerna är doc stora, såväl mellan ommuner som mellan individer inom samma ommun. Trots den förhållandevis låga avgiftsandelen är hushållens direta ostnader för omsorg inte helt obetydliga. Sammantaget utgör de ungefär,5 procent av den privata onsumtionen enligt nationalräensaperna, varav barnomsorgen svarar för en något större andel än äldreomsorgen 2. Avgifter för barn- och äldreomsorg ingår f.n. inte i onsumentprisindex. Det beror åtminstone till någon del på en rådande osäerhet rörande vila principer som sall styra behandlingen i index av sådana tjänster som i stor utsträcning beostas med sattemedel. Det har doc inte hindrat att t.ex. loaltrafi, läarvård, läemedel och tandvård ingått i index, representerat av de avgifter som hushållen erlägger för sådana varor och tjänster. Konsumentprisindex avser att mäta hur mycet hushållens ostnader förändras över tiden för en onsumtion av oförändrad standard. De ostnader som därvid avses är de belopp som hushållen under vitperioden frivilligt avstår från som diret ersättning för onsumtionsvaror och tjänster. Belopp som hushållen avstår eller är syldiga att erlägga oberoende av om man onsumerar en viss vara eller tjänst ligger däremot utanför vad onsumentprisindex avses mäta. SOU 999:33. Inluderas avgifter som avser hyra i särsilt boende samt ost bör andelen bli betydligt större. 2 Inl. även sådana avgifter som avser hyra i särsilt boende samt ost i den mån de är inluderade i den avgift som erläggs till ommunen.

90 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... SOU 999:24 Mot denna bagrund finns det inget hållbart säl till att omsorgs-avgifter sulle behandlas annorlunda i index än den nuvarande behandlingen av avgifter för loaltrafi, läarvård m.m. Huruvida hushållen fatist bör ompenseras för avgiftsförändringar är en politis fråga, men sådana överväganden bör inte påvera utformningen av prisförändringsmåttet. Detta sall ange storleen på den relativa ostnadsförändring som rävs för att vitperiodens standard sall upprätt-hållas. När det gäller barn- och äldreomsorg tillommer ocså det problemet, jämfört med andra områden med subventionerade priser, att de avgifter som erläggs ofta beror på hushållens inomst. Om syftet med indexberäningen vore att ange den relativa inomständring som hushållen behöver för att upprätthålla onsumtionsstandarden, är det uppenbart att storleen på inomständringen påveras av de avgiftsändringar som en ompenserande inomständring leder till. Index an i det fallet inte baseras på utveclingen av de avgifter som hushållen fatist har fått erlägga (eftersom deras realinomster an ha ändrats). Man måste i stället beräna den inomständring som givet de inomstberoende taxornas utformning sulle rävas för att uppnå oförändrad onsumtionsstandard. Mot bagrund av de speciella förhållanden som råder beträffande avgifter för barn- och äldreomsorg ommer egensaperna hos ett sådant ompenserande index att ortfattat besrivas i avsnitt 5.3.2. Som framhölls redan i apitel 2 är emellertid en utgångspunt för denna utrednings överväganden, att ett allmänt onsumentprisindex bör baseras på ostnadsansatsen, inte på beräningar av ompenserande inomstförändring. 5.2 Omsorgsavgifter och bostadsbidrag Möjligheten att erhålla bostadsbidrag innebär att det finns vissa liheter mellan hushållens ostnader för boende och hushållens ostnader för omsorgstjänster. I båda fallen finns möjligheter för hus-håll med förhållandevis låga inomster att få en lägre ostnad än hus-håll med högre inomster. Man sulle unna säga att det finns ett maximipris som är lia med den hyra som ett hushåll utan bostads-bidrag får betala respetive den högsta omsorgsavgift ett hushåll med hög inomst an få betala för tjänster med ett visst innehåll. I de flesta sammanhang uppfattas doc bostadsbidraget som en del av hushållens inomster och inte som en negativ del av boende-ostnaden. I KPI gäller f.n. samma tolning, vilet innebär att det är den hyra som betalas till hyresvärden som mäts. En analog tolning av inomstrelaterade omsorgsavgifter sulle innebära att indexet mätte förändring-

SOU 999:24 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... 9 en av den maximala avgiften för respetive tjänst. Den rabatt som ett hushåll med lägre inomst erhåller sulle i så fall uppfattas som ett inomststöd, på samma sätt som bostadsbidraget. Med ett linande resonemang sulle man ocså unna hävda att indexet istället sulle mäta utveclingen av den minsta avgift som begärs för respetive tjänst. Det tillägg som hushåll med högre inomst betalar sulle i det fallet närmast tolas som en satt. Varen maximiansatsen eller minimiansatsen är doc förenlig med synen att avgiften sall utgöra en frivillig ersättning för en specifi tjänst. Det belopp ett hushåll avstår för omsorgsonsumtion är den fatisa avgiften, och det är det beloppet som hushållet får behålla om man väljer att inte onsumera tjänsten. Ett argument för den maximiansats som tillämpas på bostadsområdet an vara att bostadsbidraget ränas som en del av hushållens disponibla inomst, medan det inte existerar något inomstbegrepp som behandlar den inomstrelaterade rabatten på omsorgstjänster på motsvarande sätt. Ett annat säl sulle unna vara att bostadsbidragen, i större utsträcning än omsorgsavgifterna, beatar andra omständig-heter än dem som definierar själva tjänsten. En onsevent tillämpning av den ostnadsansats, som förordas i detta betänande, talar i och för sig för att bostadsostnaderna i index borde ränas med redution för bostadsbidrag. Jag anser doc inte att detta är ett tillräcligt start säl för att nu ändra beräningsgrunderna för KPI vad gäller bostadsbidraget. 5.3 När priset beror på inomsten 5.3. Taxesystemen inom barn- och äldreomsorg Avgifter för barn- och äldreomsorg är i mycet stor utsträcning relaterade till hushållens inomster. Även i sådana ommuner där man tillämpar s.. enhetstaxa finns vanligen någon form av låginomstsydd. Det innebär att hushåll med förhållandevis låg betalningsförmåga har möjlighet till prisnedsättning. Sillnaden mellan ommuner som tillämpar enhetstaxa och ommuner som har en inomstrelaterad taxa är därför att marginaleffeterna i de förra ommunerna totalt sett tenderar att vara mindre samt att de är oncentrerade till de lägre inomstsiten. Annytningen till hushållens inomster an vara av olia slag. Vanligtvis beatas såväl förvärvsinomster som apitalinomster. Avgifter för barnomsorg baseras oftast på taxerad bruttoinomst, medan avgifter för äldreomsorg oftare nyts till atuella netto-inomster.

92 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... SOU 999:24 Kommunerna tillämpar ocså olia regler för vems eller vilas inomst som sall ligga till grund för avgiftsberäningen. När det gäller äldreomsorg an följande alternativ utsiljas: omsorgs-tagarens, genomsnittet av omsorgstagarens och dennes maa/maes samt det lägsta av dessa båda belopp. Avgifter för äldreomsorg begränsas av ett s.. förbehållsbelopp ett lägsta belopp som omsorgstagaren sall ha var sedan omsorg och boende är betalt. Förbehållsbeloppet är ett fast angivet belopp, relaterat till basbeloppet, eller inomstrelaterat, så att hushåll med högre inomst ocså har ett högre förbehållsbelopp. För hushåll med höga inomster begränsas avgiftsuttaget av en maximiavgift. I ett fåtal ommuner är detta lia med självostnaden för tjänsten. I princip sulle det unna innebära att priset, vid en omsorgsostnad per dygn på.000 ronor, sulle unna uppgå till 30.000 ronor i månaden. Inom såväl barnomsorgen som äldreomsorgen är variationen stor mellan landets ommuner, i fråga om både grunderna för att fastställa avgifter och avgifternas nivå. En statlig utredning har nyligen föreslagit större enhetlighet vad avser avgifterna inom äldreomsorgen. I orthet innebär utredningens förslag att ommunerna sall tillämpa vissa gemensamma ritlinjer vid fastställande av förbehållsbelopp och maximipris. 5.3.2 Kostnadsindex eller ompenserande index Sall indexet utformas så att det anger den relativa förändringen av ostnaden för en viss onsumtionsstandard, oavsett orsaen till att priset ändras, eller den relativa förändring av inomsten som sulle ha behövts för att från en period till nästa bibehålla en oförändrad standard? För de flesta varor och tjänster finns ingen sillnad mellan de två alternativen, men en sillnad uppommer om det finns ett diret samband mellan hushållets inomst och priset på den atuella tjänsten. Det första alternativet an ocså betratas som en inomstdeflator, eftersom det är användbart för att beräna förändringen av inomstens öpraft d.v.s. realinomsten eller reallönen. Det andra alternativet benämner vi ett ompenserande index eftersom det talar om vilen ompenserande inomständring som behövs. Valet mellan dessa båda alternativ bör bli beroende av dels vad som är bäst tjänar användningen av indexet och dels de pratisa förutsättningarna. För att belysa innebörden av respetive alternativ antar vi först att inga förändringar har sett av taxorna eller av priser på andra varor och

SOU 999:24 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... 93 tjänster. Högre inomster har emellertid enligt gällande taxa resulterat i högre avgifter för t.ex. barn- eller äldreomsorg. Kostnaden för en oförändrad onsumtion har stigit, och en del av inomstöningen äts upp av höjda avgifter. I extremfallet då marginaleffeten för ett hushåll är 00 procent, går hela inomstöningen åt till att betala den högre avgift som tillämpas i det högre inomstsitet. Den reala öpraften har i det fallet inte öat alls. Om index används främst för realinomstberäningar bör det uppenbarligen beränas diret från fatisa priser och definieras som förhållandet mellan de ostnadsbelopp E, som rävs för att upprätt-hålla samma levnadsnivå i två perioder. Ett sådant index an, om priset på en nyttighet beror på inomsten, srivas som I exo 0 exo E = exo = E 0 N n= N n= n n P Q + t INK exo n n P Q + t INK 0 exo 0 0. () där INK exo 0 och INK exo är den fatisa inomsten i respetive period, t den andel av inomsten som tas ut i avgift, P och Q priser och vantiteter på övriga varor och tjänster. Enlast an vi besriva det här indexet genom att säga att det besriver utveclingen av de priser och avgifter hushållen får betala, givet de inomster man fatist har. Denna ostnadsansats bruar allas den exogena ansatsen för behandling av inomstberoende priser i index. Om användning för ompensationsändamål ses som huvudsyftet med KPI blir problemet mer omplicerat. Det an då hävdas att prishöjningar som uppommer som följd av höjda inomster inte bör avspeglas i index, och att detta i stället bör ange vilen inomständring som behövs för att möjliggöra oförändrad öpraft. Låt oss anta en mycet enel taxeonstrution, nämligen att den inomstberoende avgiften per enhet som öps av tjänsten är helt proportionell mot inomsten, säg att den utgör en andel t 0 av inomsten i samma period. I pratien baseras taxorna ofta på inomsten föregående år, medan ompensation via basbeloppet i stället ser i efterhand. Vi bortser emellertid här från effeter av denna tidsförsjutning. Vid öp av en enhet av tjänsten, t.ex. en daghemsplats, an den nödvändiga inomsten i period 0 srivas som

94 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... SOU 999:24 N N end n n end n n INK0 = P0 Q + t0 INK0 = P0 Q t, n= n= 0 dvs. ostnadsbeloppet avseende nyttigheter med normal prissättning plus den del av inomsten som går åt till att betala den inomst-beroende avgiften. En approximation till ett ompenserande index an nu srivas som: (2) I 0 end INK = end = INK 0 n Q t, (3) n Q t N n P n= N n P0 n= 0 Om taxan är oförändrad (t =t 0 ) ommer indexutfallet att bero enbart på priserna på de andra varorna och tjänsterna. Om dessa ocså är oförändrade är index oförändrat. Om däremot taxan förändrats, säg att t är mindre än t 0, medan övriga priser är oförändrade, blir index lägre. Men om hushållens inomster stigit så att man fått betala högre avgifter, sall inte det höja indexet? Nej, inomsten bestäms i modellen som den inomst som behövs för en viss onsumtion. Indexet anger således hur mycet inomsten behöver öas för att den sall räca till en oförändrad onsumtionsnivå inte hur mycet ostnaderna stiger vid den fatisa inomstutveclingen. Disussionen av ett ompenserande index har hittills förts utifrån den (oftast orealistisa) förutsättningen att taxan bestäms av inomsten efter satt och är proportionell mot denna inomst. Om taxan i stället är proportionell mot inomsten före satt, måste t 0 och t i uttrycet (3) ovan ersättas med t 0 /(-s 0 ) resp. t /(-s ), där s är inomstsattesatsen och t nu anger taxan i förhållande till bruttoinomsten. Vi an då onstatera att det endogena indexet blir beroende av inomstsattesatsen, och att index ommer att påveras av ändringar i den direta besattningen. Indexberäningen blir ännu mer omplicerad, om taxan (t.ex. beroende på tröseleffeter ) inte är proportionell heller mot bruttoinomsten. Under normala omständigheter, utan inomstberoende avgifter och vid måttliga förändringar av realinomsterna, bör ostnadsindexet och det ompenserande indexet inte avvia mycet från varandra. Satter som inte är proportionella och inomstberoende priser an doc leda till att de blir olia. I allmänhet an vi säga att sillnaden mellan de två

SOU 999:24 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... 95 alternativen bör vara liten, om andelen nyttigheter med inomst-beroende taxor är liten och realinomsterna inte förändras mycet. Doc gäller att ostnadsindexet > det ompenserande indexet då realinomsterna stiger, eftersom det ompenserande indexet inte stiger mer än vad som behövs för oförändrad öpraft och att ostnadsindexet < det ompenserande indexet då realinomsterna minsar, eftersom det ompenserande indexet anger hur mycet inomsten behöver stiga för att öpraften sall vara oförändrad. 5.4 Slutsatser Avgifter för barn- och äldreomsorg ingår för närvarande inte i det svensa onsumentprisindex. Mot bagrund av de allmänna princip-erna för index anser jag inte att en sådan begränsning av KPI:s täcning är motiverad. Vidare sanas enligt min mening principiell grund för basera index på en minimi- eller maximiansats. Barnomsorgsavgifterna bör föras in i KPI, lisom nu ser i det europeisa harmoniserade indexet, HIKP. Beträffande äldreomsorg ompliceras situationen av att en mycet stor del av avgifterna regleras genom förbehållsbelopp. Det an sägas innebära, att öpraften hos de atuella hushållens behållna inomster redan därigenom i allmänhet har anpassats till prisutveclingen för andra varor och tjänster. Detta är ett start säl för att (lisom i dag) lämna äldreomsorgstaxorna utanför onsumentprisindex. Som förut framhållits ommer emellertid situationen troligen att ändras, då en allt större andel av hushållen ommer att ha pension baserad på tidigare förvärvsarbete. Ocså avgifterna för äldreomsorg torde därför efter en tid behöva inränas i KPI. En utgångspunt för utredningens överväganden är att index bör ange hur prisförändringarna påverar hushållens ostnad för en oför-ändrad onsumtionsstandard, oavsett orsaerna till att priserna ändras. Då det gäller inomstrelaterade taxor innebär detta att ostnads-ansatsen (den exogena ansatsen) bör väljas. Om KPI används för att realvärdeberäna den fatisa inomst- eller löneutveclingen är ostnadsansatsen uppenbarligen mest relevant. Vid användning för ompensationsändamål finns däremot argument för att i stället välja den s.. endogena ansatsen, eftersom denna definierar en inomständring som rävs för att hålla öpraften oförändrad.

96 Politist beslutade taxor, subventionerade tjänster... SOU 999:24 Problemet an illustreras med taxor för äldreomsorg. Den genomsnittliga inomstnivån för personer som efterfrågar äldreomsorg ommer att stiga under de närmaste åren dels därför att fler ommer att ha full ATP, dels därför att en större andel av vinnorna i de atuella åldrarna har haft förvärvsarbete. Vid givna regler för de inomstberoende taxorna innebär detta att genomsnittspriset på äldreomsorg ommer att stiga. Det an hävdas att denna effet inte bör speglas i ett index avsett att utgöra grund för ompensation att onsumenterna ompenserats redan genom den inomstöning som ligger baom avgiftshöjningen. Ett i denna mening ompensationsrelevant index är emellertid mycet svårt att beräna med rimlig grad av precision. Reglerna för bestämning av omsorgstaxor har i verligheten inte något enelt samband med hushållens inomster. Det beror inte enbart på den nytning till inomst före satt och den ice-proportionalitet, som berördes i förra avsnittet. Reglerna siljer sig mellan ommuner. Olia inomställor behandlas olia, och i en del fall påveras taxan ocså av onsumentens eller hushållets förmögenhet. Härtill ommer att regler om förbehållsbelopp i många fall an medföra att en realinomst-förändring för hushållet helt äts upp av ändrade omsorgsavgifter. Jag anser att de säl som an anföras för att i fråga om inomstberoende taxor avvia från ostnadsansatsen och i stället tillämpa en endogen ansats inte är tillräcligt stara. Prisindex för ifrågavarande tjänster bör beränas utifrån ostnadsansatsen, d.v.s. utifrån fatisa förändringar i de belopp hushållen får betala för tjänsterna. Principiellt är detta vad som bör gälla, då avsiten med en viss indexering är att det reglerade beloppet sall ha oförändrad öpraft oavsett vila inomster hushållen har i övrigt.

SOU 999:24 97 6 Tillförlitlighet På flera ställen i utredningens diretiv berörs frågor om tillförlitlighet i index. Risen för systematisa fel (bias) atualiseras särsilt. Vidare ställs frågan om det är möjligt att precisera ett explicit rav på tillförlitlighet. Nedan i avsnitt 6. görs en genomgång av ällor till osäerhet i index. Mot bagrund av användningen i olia sammanhang disuteras i avsnitt 6.2 vila rav som ställs på indexets tillförlitlighet. I avsnitt 6.3 behandlas olia åtgärder och fatorer som har betydelse för tillförlitligheten. Genomgången i apitlet leder inte till några onreta förslag till metodändringar, utöver dem som föreslås i andra delar av betänandet. Det förefaller inte heller ändamålsenligt att precisera ett specifit rav avseende tillförlitlighet. Krav och önsemål rörande prisstatistien måste under alla omständigheter vägas mot behoven av annan statistis information inom samma eller näraliggande användningsområden. De vitigaste slutsatserna är: Urvalsosäerheten, som uppsattats till + 0,4 procent per år, bör inte tillåtas öa, eftersom det leder till mer uppenbara riser för politimisstag. Det är doc nappast rimligt att ägna stora resurser åt att minsa den, bland annat mot bagrund av att man under alla omständigheter måste acceptera en betydande modellosäerhet avseende varatiga varor och bostäder. Genom den föreslagna indexonstrutionen an man förvänta att summan av de systematisa fel som vidlåder det föreslagna onsumentprisindexet är liten vid en internationell jämförelse, anse i storlesordningen +0,3 procent per år i genomsnitt. Ice desto mindre innebär även små systematisa fel att det ser en betydande ice avsedd omfördelning vid långsitiga indexeringar. Det är därför mycet angeläget att minsa dessa fel. Att nå väsentliga förbättringar erbjuder emellertid mycet stora svårig-heter, och framgångar härvidlag förutsätter ett utveclat internation-ellt samarbete och utbyte. De förenlade metoder som föreslås avseende boendeostnader i egnahem respetive i bostadsrättslägenheter, samt de som tillämpas för andra slag av varatiga varor, leder ocså till osäerhet. En inte

98 Tillförlitlighet SOU 999:24 orimlig bedömning är att denna osäerhet är av samma storlesordning som urvalosäerheten. Kraven på att undvia misstag bör ställas högt. Fel i storlesordningen över 0, procent är inte acceptabla om de beror på misstag. Särsilt vitigt är det att undvia misstag vid val av och implementering av beräningsmetoder, eftersom de fel som uppstår därigenom an vara stora och bestå under längre tid. Det är väsentligt att SCB:s arbete med att mäta och förbättra tillförlitligheten an fortsätta att utveclas. Prismätning och indexberäning är en omplicerad uppgift. Det är därför väsentligt att för versamheten utnyttja en hög ompetens vad gäller såväl index-teorioch metodi som unsaper om atuella förhållanden och tendenser inom olia varu- och tjänsteområden. I apitel 9 berörs frågor om resurser för versamheten. 6. Osäerhetsällor och deras bidrag Utfallet av en indexberäning innehåller alltid ett visst mått av osäerhet. Det har flera orsaer: beräningarna grundas inte på en totalundersöning utan på urval av varor, tjänster, försäljningsställen och mättidpunter; tillgängliga metoder mäter inte alltid exat det man sulle vilja och de ger därför utfall som avvier från vad som sulle ha erhållits om en perfet metod hade unnat tillämpas; misstag vid val av metod, implementering eller tillämpning; felatigheter i de onsumtionsuppgifter som används för att väga samman prisförändringar på olia varu- och tjänsteområden. Vi an således silja mellan urvalsosäerhet av slumpmässig aratär, systematisa fel, misstag och vägningstalsfel. De senare beror i sig ocså på urvalsosäerhet, systematisa fel och misstag, men de behandlas här som en specifi osäerhetsälla. 6.. Urvalsosäerhet Den urvalsosäerhet som beror på att prismätningarna avser urval av produter och försäljningsställen, har av SCB uppsattats till + 0,4 procentenheter i det redovisade tolvmånaderstalet, uttryct som ett 95- procents onfidensintervall. Enelt uttrycet innebär detta att 9 av 20 gånger an tolvmånaderstalet väntas ligga högst 0,4 procentenheter ifrån

SOU 999:24 Tillförlitlighet 99 vad som sulle ha erhållits med fullständig ännedom om priserna för alla produter och i alla försäljningsställen. Detta gäller åtminstone vid måttliga inflationsnivåer. I talet ovan har den osäerhet som beror på att prismätningarna är begränsade till månadens mitt inte beatats. Den ytterligare osäerhet som det medför bedöms doc vara liten. Ett urvalsbetingat fel påverar normalt inte indexberäningen enbart under en månad. Det beror på att urvalet av försäljningsställen är detsamma från månad till månad och att urvalet av artilar förnyas i mycet liten utsträcning under loppet av ett år, i samband med att varor tas ur sortimentet och ersätts med andra. Konsevensen är att osäerheten i stor utsträcning tar ut sig när man jämför indextal för näraliggande månader. Det betyder ocså att förändringen av tolvmånaderstaten från en månad till nästa, präglas av en förhållandevis liten osäerhet. 6..2 Systematisa fel bias En fråga i diretiven är hur relevant disussionen, framför allt i USA, rörande översattande systematisa fel (bias) är för ett svenst onsumentprisindex. Eftersom KPI, lisom dess ameriansa motsvarighet, avser att mäta förändringen över tiden av hushållens ostnader för en oförändrad levnadsstandard, är den ameriansa disussionen i högsta grad relevant. Det innebär t.ex. att valitetsförbättringar och nytillomna produter, som säner hushållens ostnader för en viss standard, i princip sall beatas. I den mån som hushållen vid ändrade priser upprätthåller en oförändrad levnadsstandard till oförändrad ostnad, har ingen förändring av levnadsostnaderna sett, även om man uppnått detta genom att ändra sammansättningen av sin onsumtion. De systematisa felen disuteras i detalj i Bilaga 6. En tentativ slutsats av den genomgången är att systematisa fel i det föreslagna indexet an förväntas leda till en översattning av prisutveclingen, mest troligt i storlesordningen 0,3 procentenheter i genomsnitt per år. Detta an nästan helt och hållet hänföras till svårigheter att rätt beata effeten av valitetsförbättringar, nya varor och tjänster samt i någon mån nya försäljningsställen. Med den föreslagna utformningen av indexet bör problemen med systematisa fel vara mindre i Sverige än de är i USA, I sattningen i Bilaga 6 av biasen i det nuvarande KPI, ingår ocså ett negativt bidrag från egnahemsposten på -0,3 procentenheter. Totalt sett an man alltså inte se någon tendens till vare sig över- eller undersattning, sett över de senaste nappt 20 åren.

00 Tillförlitlighet SOU 999:24 även efter de förändringar som gjorts där sedan Bosin-ommissionens rapport presenterades 996. 2 Det beror på dels sillnader i grundläggande indexonstrution och dels att hälso- och sjuvård i Sverige, i betydligt större omfattning än i USA, är en del av den offentliga onsumtionen. Varatiga varor och bostäder En typ av systematisa fel an närmast aratäriseras som modellosäerhet, dvs. metoden mäter inte exat det man önsar, men det resulterande felet har ingen bestämd ritning utan beror på omständigheterna. Det främsta exemplet på modellosäerhet avser ostnaden för att utnyttja varatiga varor för onsumtion (se apitel 4). I det sammanhanget måste mycet förenlade metoder accepteras: När det gäller egnahem, som är en betydande och synnerligen varatig vara, föreslås att ostnaden sall beränas som de totala belopp som hushållen avstår för onsumtionen: ränteostnader minus värdestegring plus driftsostnader etc. Det är emellertid inte möjligt att från månad till månad, och på ett rimligt sätt, beata förändringar i den långsitiga bostadsrealränta nominalräntan minsad med apitalvinsterna som belastar boendet. Boendeostnaden i egnahem föreslås därför mätas vid en onstant bostadsrealränta. Denna förenling innebär en osäerhet som anse är av samma storlesordning som urvalsosäerheten: Ett normalt egnahemsinnehav sträcer sig över ca. 5 år. Kapitalostnaden, exl. förslitning och fastighetssatt, består av den nominella ränta som hushållet avstår under innehavstiden minsad med apitalvinsten bostadsrealräntan. Låt oss för enelhetens sull anta att nominalräntan under en viss femtonårsperiod är oförändrad lia med 6 procent och att apitalvinsten varje år är 2 procent (men den realiseras först efter det femtonde året). Realräntan för innehavet är alltså 4 procent i genomsnitt per år för hela femtonårsperioden, lisom för alla de ensilda åren. Anta nu att den femtonårsperiod som börjar ett år senare avslutas med ett gansa extremt år, med en nominalränta på 0 procent och en husdeflation på,5 procent. Bostadsrealräntan är då,5 procent det året och ungefär [4 4+,5]/5=4,5 procent i genomsnitt för hela femtonårsperioden. Om en så stor avvielse (,5-4=7,5) från en normal realränta inträffar ett år av 20, och eftersom effeten på totalindex av en förändring av den genomsnittliga realräntan från 4 till 4,5 sulle varit ca. 2 Se Bilaga 6 för fullständig referens.

SOU 999:24 Tillförlitlighet 0 0,4 procent om den unnat mätas, sulle vi unna formulera ett uttryc för osäerheten i den valda modellen: att det sanna värdet med 95 procents sannolihet ligger inom intervallet + 0,4 procent. När det gäller bostadsrättslägenheter föreslås en annan ansats, nämligen att sätta ostnaden lia med hyran i evivalenta lägenheter upplåtna med hyresrätt. Den förenlingen innebär naturligtvis ocså en osäerhet, i synnerhet på ort sit, eftersom hyran är förhållandevis trögrörlig medan boendeostnaden i bostadsrätt bör sifta betydligt snabbare beroende på utveclingen av räntor och apitalvinster. Hushållens finansieringsostnad är doc totalt sett väsentligt mindre avseende beståendet av bostadsrättslägenheter än för egnahemsbeståndet. Bidraget till den totala osäerheten bör därför ocså vara mindre. För andra varatiga varor, sätts ostnaden under en period lia med de belopp som hushållen erlägger vid (netto-)öp av varorna, och den relativa ostnadsutveclingen för en viss onsumtion mäts som förändringen av de priser som tillämpas vid dessa öp. Omfattningen av den osäerhet som den förenlingen leder till har inte unnat uppsattas. När det gäller modellosäerhet är det typist att det resulterande felet varierar över tiden, till såväl storle som tecen, beroende på hur modellen avvier från de fatisa förhållandena exempelvis hur hyresutveclingen förhåller sig till den fatisa utveclingen av boendeostnaden i bostadsrättslägenheter. Systematisa fel som beror på valitetsförändringar, nya varor och butier torde däremot vara positiva och mer stabila i storle. Med det inslag av subjetiva valitetsväringar som idag finns bör man unna förvänta en viss tendens till att valitetsförändringsbiasen är något större vid låg inflation. Det beror på att det an vara svårare att åsätta ett högre valitetsvärde på en produt som ersätter en äldre om prissillnaden är liten. Vid högre inflation ommer prissillnaden mellan den nya modellen och den gamla oftare att vara större, vilet an göra prisin-samlaren mer benägen att åsätta den nya modellen ett högre valitets-värde. Det utredningsarbete inom SCB, som så småningom ledde fram till ett byte av valitetsjusteringsmetod för läder, gav vissa indiationer på att så sulle vara fallet, åtminstone för läder under tre studerade år vid mitten av 980-talet. Det senare metodbytet bör doc ha eliminerat sådana tendenser på det varuområdet.

02 Tillförlitlighet SOU 999:24 6..3 Misstag När det gäller den osäerhet som betingas av misstag, är det svårt att ange ett visst tal. Mot bagrund av nedanstående redovisning an doc den förväntade effeten av misstag, på ett index avseende en ensild månad, bedömas ha varit mycet liten under den studerade perioden i storlesordningen ett par hundradels procent. Perioden omfattar nappt 240 månader. 5 procent (2 månader) av dessa innehåller ända fel på 0,5 procent eller mer som beror på misstag. Om vi antar att misstag genereras av en process som linar slumpen an den osäerhet som härrör från så småningom ända misstag, åtminstone lite slarvigt uttrycas som ett 95 procents onfidensinterval på + 0,5 procent. Följande större misstag under 80- och 90-talen är ända: Misstag inom ramen för vald metod effet på KPI: januari 983, +0,3: fel i prisunderlaget avseende el- och fjärrvärme; januari 987, +0,3: slopandet av satt på garantibeloppet, egnahemsposten, missades; juli september 997, +0,5: stansfel i hyresundersöningen. Misstag vid val av metod eller implementering effet på KPI: januari mars 990, upp till +0,5: olycligt val av ny elementäraggregatformel; januari 995 mars 997, ned till -0,4 (små effeter före november 996): Den nya metoden borde ha beatat hushållens ostnader för räntesillnadsersättning explicit. Med den gamla metoden, som återupptogs fr.o.m. april 997, sulle det ha sett implicit. Till sillnad från systematisa fel orrigeras de misstag som upptäcs såtillvida att index för ommande månader anpassas till rätt nivå. Felen fortlever doc i redan fastställda indextal. 6..4 Vägningstalsfel Fel i vägningstalen an, som framhölls inledningsvis, ha flera orsaer. Det sanas emellertid underlag för att bedöma vilen osäerhet som brister i vägningstalen för närvarande leder till. De mycet stora osäerhetstalen avseende hushållsbudgetsstatistien antyder att de är en osäerhetsälla som inte an försummas. Generellt gäller att särsild omsorg måste ägnas beräningen av vägningstal för varor och tjänster som an förväntas ha en avviande prisutvecling, t.ex. petroleumproduter och persondatorer.

SOU 999:24 Tillförlitlighet 03 6.2 Krav på tillförlitlighet Vila rav är då rimliga att ställa på indexets tillförlitlighet och vila är onsevenserna av fel och osäerhet? När det gäller indexering an man pea på att exempelvis pensionsbelopp, satteintäter och avastningen på realränteobligationer i någon mån sulle ha varit annorlunda om det inte funnits fel eller osäerhet i index. Fel leder i dessa sammanhang till en oönsad omfördelning, mellan pensionärer och staten, staten och sattebetalarna respetive staten och placerarna. Den här typen av tillämpningar löper ofta under flera år. Systematisa fel, som acumuleras snarare än utjämnas över tiden, är därför mest allvarliga. Låt oss ta realränteobligationerna som exempel: vid ett positivt systematist fel på 0,3 procent per år och en upplåning på 50 mdr ronor uppgår den årliga merostnaden för staten till mellan 400 och 500 milj. ronor brutto. Å andra sidan, med ett index utan systematist fel är det möjligt att samma obligationer sulle inneburit ett mindre apitaltillsott till staten. Ett pensionsbelopp som efter 20 års indexreglering uppgår till 7 000 ronor är med samma fel i index ungefär 400 ronor för högt, om avsiten var att pensionen sulle ha samma öpraft över tiden. Oneligen an även gansa små systematisa fel leda till omfördelningar som inte är betydelselösa. Fel som har en mer slumpmässig aratär är mindre problematisa vid indexering. Vid långsitiga tillämpningar tenderar felen att ta ut varandra och vid ortsitiga indexeringar, som anse främst syftar till att eliminera onsevenser av raftiga prisförändringar, är ravet på tillförlitlighet inte särsilt framträdande. I den mån som indexet har inveran på lönebildningen, främst anse genom att påvera utformningen av löntagarnas rav, an ort-sitiga urvalsfel och linande vara mer sadligt. Om exempelvis en översattning av prisstegringstaten driver upp raven på ompensation för prisöningar, an det öa risen för onfliter och därigenom förorsaa samhällseonomisa ostnader. Å andra sidan an ett felatigt lägre tal innebära att det är lättare att sluta avtal. Det är snarare vid stabiliseringspolitisa tillämpningar som det är tydligt att även de slumpmässiga felen har en ostnad, om de är tillräcligt stora för att påvera utformningen av politien. Med de felstorlear som refererats ovan an det inte uteslutas att de från tid till annan an leda till politimisstag. En öad urvalsosäerhet är därför inte acceptabel, även om de misstag som an hänföras till urvals-betingade brister i KPI:s tillförlitlighet torde vara mycet små i relation till dem som beror på osäerhet i andra delar av beslutsunderlaget för stabiliseringspolitien.

04 Tillförlitlighet SOU 999:24 Genom att delindex från KPI används för deflatering i nationalräensaper och statisti över detaljhandelns försäljning överförs den osäerhet som vidlåter prisindexet ocså till dessa statistigrenar. Totalt sett bör KPI inte utgöra någon framträdande osäerhetsälla i dessa sammanhang. Däremot an det vara så vid beräningen av försäljningsvolymens förändring inom vissa delbranscher. Det är inte möjligt att fullt ut precisera vad som är ett rimligt rav på tillförlitlighet. Urvalsosäerheten bör doc inte tillåtas öa, eftersom riserna för politimisstag då blir uppenbara. Misstag i beräningarna förefaller vara en i sammanhanget blygsam osäerhetsälla, men då bortser vi ifrån att det bör existera ett mörertal. Enbart de ända fallen visar doc att misstag är en potentiellt betydelsefull felälla, och felen är av sådan art att det bör finns förutsättningar för att undvia linande misstag i framtiden. Det är därför inte orimligt att precisera ett förhållandevis strängt rav att misstag som påverar indexutfallet med så mycet som en tiondels procent inte är acceptabelt. Vad gäller systematisa fel slutligen, har vi onstaterat att det an finns säl att förvänta en viss positiv bias i det föreslagna indexet. På ort sit är det doc inte möjligt att väsentligt minsa denna bias. Det rav som an ställas på indexberäningen är därför att användningen av metoder som ger systematisa fel sall minimeras. Utredningens förslag rörande val av indexformler på olia nivåer har formulerats med den utgångspunten. Det är väsentligt att samma synsätt präglar även andra metodval, t.ex. valet av metoder för att beata valitets-förändringar, urvalmetoder etc. 6.3 Åtgärder för öad eller bibehållen tillförlitlighet En allmän förutsättning för ett framgångsrit arbete med att minimera fel och osäerhet är att man mäter tillförlitligheten, eller utifrån så objetiva riterier som möjligt gör bedömningar av den. Det är därför tillfredställande att notera att det vid SCB bedrivs ett ambitiöst arbete med den inritningen. Det är önsvärt att den versamheten an fortsätta att utveclas, vilet bl.a. bör leda till att det blir möjligt att ocså bedöma effeten på KPI:s tillförlitlighet av dels begränsningen av prismätningarna till mitten av månaden, dels osäerheten i vit-underlaget. Andra förutsättningar förändras emellertid ständigt. Atuellt nu är möjligheten att fritt välja leverantör av teletjänster och av el, och enligt olia typer av ontrat. Ständigt tillommer nya varor oc tjänster som ofta har en sammansatt aratär, och som är föränderliga över tiden. Det

SOU 999:24 Tillförlitlighet 05 gäller inte minst inom områden som information, ommuniation och underhållning. Samtidigt sapas nya försäljningsanaler för befintliga produter, inte minst genom internethandelns utbredning, som bl.a. innebär att en öad andel av hushållens inöp flyttas utom-lands. Det är därför väsentligt att för versamheten utnyttja en hög ompetens vad gäller såväl indexteori- och metodi som unsaper om atuella förhållanden och tendenser inom olia varu- och tjänste-områden. Kvalitetsförändringar Huvuddelen av den bias som vidlåder indexet beror på svårigheter att rätt beata effeten av valitetsförändringar, nya varor och i viss mån ocså nya försäljningsställen. I Bilaga 7 görs en genomgång av olia metoder för att ta hänsyn till valitetsförändringar. Där formuleras ocså en del reommendationer avseende metodval på olia produt-områden. En strävan bör vara att minsa inslaget av subjetiva valitetsvärderingar till förmån för mer objetiva metoder. I stor utsträcning återstår doc ytterligare utveclingsarbete innan väsentligt bättre metoder an implementeras. Eftersom den versamheten är resursrävande och motsvarande metodproblem finns ocså i andra länder, är det lämpligt att i stor utsträcning bedriva arbetet genom internationellt utbyte, såväl inom ramen för HIKP-projetet inom Eurostat som i andra sammanhang. Ocså den produtionsmässiga samordningen mellan ett nationellt KPI och HIKP måste beatas. Olia metoder för att beata valitetsförändringar ställer olia rav på de primärdata som måste insamlas. Därför an det vara mycet ostsamt att parallellt tillämpa silda metoder för de båda indexen, och det torde vara försvarbart endast i mycet speciella fall. Det finns därför stara säl att från svens sida vera för en utvecling av de metoder som tillämpas i HIKP.

06 Tillförlitlighet SOU 999:24 Nya varor Introdutionen av nya varor innebär i någon mån att hushållens ostnader för en viss levnadsstandard minsar, men den direta effeten på levnadsostnaderna är närmast omöjlig att mäta. Däremot är det väsentligt att snabbt inludera i indexberäningen sådana produter som representerar nya och bättre tenologier, eftersom den typisa prisutveclingen för sådana produter, med förhållandevis höga priser i början, som sjuner i tat med att den nya tenologin blir mer tillgänglig och spridd, speglar just att hushållen med den nya produten får mer valuta för pengarna. Det varuurval, som dras för att användas under en indexlän, bör idealt vara lia representativt för jämförelseperioden som för länens basperiod. Urvalet har doc av naturliga säl en tendens att bli onservativt. En strategi för att uppnå en bättre representativitet med avseende på jämförelseperioden är att ta med ett antal nya produter som är potentiellt betydande för jämförelseperioden. Det bör ocså vara möjligt att vid beräningen av år-till-år-länen omplettera urvalet med nya produter, som p.g.a. sin aratär av ny vara utgjort undertäcning i den urvalsram som tillämpats för den tidigare år-till-månad-länen. Det är naturligtvis vitigt att sådana ompletteringar utformas så att de inte an uppfattas som manipulativa. Det uppnås genom att varorna åsätts en vit som innebär att de inte representerar andra produter än sig själva eller det stratum av nya produter som det ompletterande urvalet dragits ur. Varatiga varor När det gäller andra varatiga varor än egnahem och bostadsrättslägenheter, an det inte uteslutas att en ansats linande den som används för egnahem eller för bostadsrätter sulle unna bidra till att minsa modellosäerheten. Det sulle i så fall gälla varor med särsilt utsträct eonomis livslängd, och i synnerhet om det existerar en väl utveclad och fri hyresmarnad för evivalenta varor. Någon egentlig prövning av detta har inte gjorts eftersom det legat utanför utredningens uppdrag. Det föreligger doc inte något principiellt hinder för att på fler områden tillämpa en hyresevivalent- eller alternativ-ostnadsansats.

SOU 999:24 Tillförlitlighet 07 Urvalsosäerhet I ett internationellt perspetiv är antalet prisnoteringar som görs i det svensa onsumentprisindexet förhållandevis litet. För traditionell urvalsosäerhet av slumpmässig aratär är det doc med nuvarande teni för uppgiftsinsamling mycet resursrävande att nå avgörande förbättringar genom en öning av urvalsstorlearna. En stor del av uppgiftsinsamlingen ser genom butisbesö, och eftersom en halvering av osäerhetsintervallet räver en fyrdubbling av urvals-storleen blir det mycet dyrt. Det an därför vara väsentligt att främst på sådana produtområden där urvalsosäerheten är ett betydande problem utvecla mer effetiva metoder för datafångst. Sådana an t.ex. innebära att man inhämtar eletronisa data från dataasse-systemen. Förutom urvalens storle har naturligtvis alloeringen av urvalen ocså stor betydelse för vilen precision som erhålls. Bedömningen är doc att denna aspet på utformningen av undersöningarna tillgodoses gansa väl redan idag. En tredje fator som an ha betydelse för urvalsosäerheten är den exata utformningen av olia delunderöningar. Ett exempel är vissa vinterläder, för vila index avseende månaderna april augusti f.n. sätts lia med index för mars. Marsindextalen för de atuella plaggtyperna är doc ofta behäftade med ett förhållandevis stort urvalsfel, eftersom många butier redan tagit dem ur sortimentet. Ett bättre alternativ an då vara att räna med imputerade värden ocså för mars. Trimning av extrema förändringar är en outredd metod, som i en del fall möjligen sulle unna minsa variansen utan annat än en marginell öning av det systematisa felet och en viss öning av omplexiteten i beräningarna. Misstag Avslutningsvis är frågan vad som an göras för att minsa risen för misstag. Misstag inom ramen för vald metod beror på utformningen av och unsaperna om de löpande rutinerna, och det är en självlarhet att rutinerna sall vara effetiva och väl ända för dem som sall arbeta med dem. För att unna undvia misstag vid val av metod ställs andra rav. Här handlar det främst om att ha en tillräcligt hög och bred ompetens inom indexteori och -metodi samt goda unsaper om atuella förhållanden och tendenser inom de varu- och tjänste-marnader där prisutveclingen sall mätas. Nämnden för onsument-prisindex har ocså en betydelsefull roll i sammanhanget.

SOU 999:24 09 7 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 7. Bagrund Ett av de huvudsaliga användningsområdena för onsumentprisindex är att utgöra underlag för utformning och uppföljning av stabiliseringspoliti (särsilt penningpoliti) och, mer allmänt, för analyser av den maroeonomisa utveclingen. Konsumentprisernas förändringstat är en central variabel i det analysarbete som bedrivs av Finansdepartementet, Konjunturinstitutet och Risbanen som stöd för den eonomisa politien. Baner och andra atörer på finans-marnaden bedriver ett linande arbete, närmast med syftet att minsa osäerheten vid handel med värdepapper och finansiella derivat. En stabil prisnivå är ett vitigt mål för den eonomisa politien. Målet an formuleras som att ronans generella inhemsa öpraft sall vara oförändrad (eller förändras i viss bestämd tat) över tiden. En huvudfråga för utredningen blir därmed om onsumentprisindex, lisom i dag, an utnyttjas för stabiliseringspolitisa syften, och framförallt som målvariabel för penningpolitien. Vi måste dessutom undersöa i vad mån EU:s harmoniserade mått på onsumentprisutveclingen i medlemsländerna (HIKP) är eller an bli ett realistist alternativ. Disussionen i detta apitel är inritad på två huvudfrågor: hur väl olia onsumentprismått nuvarande KPI, ett KPI enligt utredningens förslag samt HIKP uppfyller rav som ställs på en målvariabel för penningpolitien, och valet av mått på underliggande inflation att beränas och publiceras av Statistisa Centralbyrån. Enligt sina diretiv sall utredningen analysera hur index allmänt bör vara utformade för olia ändamål, och i detta sammanhang ocså behandla behov att mäta den underliggande inflationen. Under våren 998 har vidare Risbanen vänt sig till utredningen för att få hjälp att precisera ett mått på underliggande inflation, som har förutsättningar att

0 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 vinna bred acceptans och som löpande an publiceras av SCB. Risbanen framhåller i det sammanhanget att ett sådant mått i framtiden sulle unna spela en mer diret roll för penningpolitien, antingen genom att ersätta KPI som målvariabel eller genom att fungera som ett operativt mål vid den löpande uppläggningen av politien. Utredningens disussion rörande prisindex som målvariabel bör omfatta inte endast KPI och HIKP utan ocså väl ända och lättolade mått på underliggande inflation. I pratien handlar det då huvud-saligen om mått där effeter av ändrade indireta satter och apital-ostnader i egnahem har frånränats. 7.2 Målvariabel för penningpolitien Penningpolitiens prisstabilitetsmål an betratas som ett intermediärt, stabiliseringspolitist mål. En låg och förutsägbar inflationstat ses som en nödvändig förutsättning för uppfyllande av mer grundläggande mål, som gäller sysselsättningen och tillväxten i prodution och levnadsstandard. En bedömning av den grundläggande frågan om valet av mål-variabel för penningpolitien och mer allmänt om arbetsfördelningen mellan penningpoliti och annan stabiliseringspoliti måste bygga på ingående analyser utifrån maroeonomis teori. Sådana analyser genomförs av den svensa Risbanen och andra centralbaner. Upp-giften för denna utredning måste uppfattas som väsentligt mer begränsad att mot bagrund av Risbanens redovisade tolning av prisstabilitetsmålet bedöma den pratisa användbarheten hos olia onsumentprismått som underlag för penningpolitien. Ett vanligt föreommande synsätt är att ett generellt inflationsmått sall mäta den genomsnittliga prisutveclingen för varor och tjänster i atuella transationer. Historisa ansaffningspriser, t.ex. för varatiga varor, sulle därmed sana relevans i sammanhanget, lisom alylmässiga eller imaginära poster. Denna princip har varit vägledande för uppbyggnaden av det europeisa harmoniserade indexet, HIKP. Den an ocså sägas ha nära annytning till en traditionell, vantitetsteoretis syn på penningpolitien. Det finns emellertid ocså stara argument för att ett inflationsmått med stabiliseringspolitist syfte, lia väl som index med annan användning, bör mäta inveran på ostnaderna för utnyttjande av varor

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti och tjänster. Det har t.o.m. hävdats (Triplett 999) att teorin för levnadsostnadsindex har större relevans för onstrutionen av ett inflationsmått än vid användning av index för ompensationsändamål. Som ommer att framgå av den följande genomgången av olia alternativ, anser jag att ett ostnadsbaserat index av det slag som föreslagits i de föregående apitlen väl fyller raven på ett inflationsmått med stabiliseringspolitis användning. En annan vitig fråga är om ett allmänt inflationsmått borde omfatta prisutveclingen för samtliga varor och tjänster i eonomin. Det sulle innebära att inte bara onsumentpriser utan ocså priser på investeringsvaror borde ingå anse ocså något mått på priser/- ostnader för offentliga onsumtionstjänster. I pratien har man emellertid i alla länder valt att utforma prisstabilitetsmål i termer av priserna på enbart (privata) onsumtionsvaror och -tjänster. Att den svensa Risbanens prisstabilitetsmål i dag är uttryct i termer av onsumentprisindex har motiverats med: att onsumentpriserna är den lart vitigaste omponenten, när det gäller den inhemsa öpraftens utvecling, att onsumentvaror och -tjänster utgör en mycet stor del av slutledet i försörjningsedjan, att deras priser innefattar prisimpulser från tidigare led, och diret påverar hushållens välfärd, att måttet är väl änt, publiceras regelbundet med liten eftersläpning och inte revideras alltför ofta. När hänsyn tagits till dessa riterier har KPI ansetts vara överlägset bredare mått, exempelvis BNP-deflatorn. De senare framommer med betydande eftersläpning och an bli föremål för omfattande revideringar. De an möjligen ocså vara mer svårtolade för allmänheten än onsumentprisindex. Jämförbarhet med andra länder, där den genomsnittliga onsumentprisutveclingen används som inflationsmått, an ju dessutom i sig motivera att man i Sverige utformar måttet utifrån enbart onsumentpriser. Argument har även framförts för att inte bara priser på dagens onsumtionsvaror och -tjänster bör ingå i index, utan ocså tillgångspriser som uttryc för förväntade priser på framtida onsumtion. Information om utveclingen på atiemarnaden och andra tillgångsmarnader hör otvivelatigt till det underlag som en centralban måste utgå från vid utformning av penningpolitien. Detta är emellertid enligt min mening en fråga om indiatorer och inte om målvariabeln för politien. För fullständig referens, se avsnitt 2.4.

2 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 Här är utgångspunten att index sall mäta prisförändringars inveran på ostnaderna för nuvarande (innevarande och närmast föregående periods) onsumtion. Frågan om tillgångspriser i index disuteras därför endast med avseende på hushållens bostadsinnehav apitalostnadsdelen i egnahemsposten (jfr. apitel 5). Disussionen gäller då närmast om KPI:s valitet som målvariabel förbättras, om index ocså speglar prisförändringar på andrahandsmarnaden för småhus. En minst lia vitig fråga är emellertid om onsumentprisindex i vissa avseenden är tillräcligt snävt definierat för att vara användbart som inflationsmått i stabiliseringspolitisa sammanhang. Index an behöva rensas från störningar från utbudssidan, eller mer allmänt från element som inte anses representera (inhems) inflation i egentlig mening. Det an t.ex. gälla ränteförändringar, ändringar av indireta satter och variationer i internationella råvarupriser. Om dessa fatorers ortsitiga inveran på onsumentpriserna tillåts påvera penningpolitiens utformning, an den omma att motvera sitt syfte. Det är vanligt att definiera inflation som en fortlöpande höjning av den allmänna prisnivån. Så har exempelvis företrädare för den svensa Risbanen framhållit, att det centrala är hur den långsitiga, eller trendmässiga, inflationstaten utveclas. Det är denna inflation som påveras av den samlade efterfrågan i eonomin och därmed av penningpolitien. Utbudsstörningar och ändringar av indireta satter och subventioner, förutsätts däremot i allmänhet ge upphov till endast tillfälliga svängningar i prisstegringstaten runt den långsitiga nivån. Ett undantag är de fall där sådana störningar bedöms påvera inflationsförväntningarna och därmed få mer bestående effeter på prisstegringstaten, t.ex. via lönebildningen. Det här refererade synsättet behöver inte innebära att KPI, HIKP och linande mått är olämpliga som grund för ett inflations- eller prisstabilitetsmål. Om störningarna fatist medför endast tillfälliga svängningar, bör t.ex. KPI:s utfall, ränat över ett par år, unna användas för att ontrollera om prisstabilitetsmålet uppfylls. Däremot an måttet/målvariabeln då behöva ompletteras med mått på s.. underliggande inflation i syfte att ge underlag för löpande utformning och tolning av politien. Till sådana mått återommer vi i nästa avsnitt. En huvudfråga blir således om olia slags störningar fatist medför endast tillfälliga avvielser från en trendmässig inflationstat, eller om deras inveran är mer långsitig. I det förra fallet behöver de inte rensas bort ur målvariabeln, utan deras ortsitiga inveran an hanteras i de ompletterande måtten. I det senare fallet däremot, är det nödvändigt att ta ställning till om deras påveran sall anses representera inflation i egentlig mening (och därmed ingå i mål-variabeln) eller inte.

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 3 I det följande görs ett försö att belysa den frågan för två av de vitigaste typerna av störningar, nämligen: ränteförändringars direta effet på index, eller närmare bestämt inveran från räntedelen av egnahemsposten, diret inveran från ändringar av indireta satter. De förändringar av grunderna för onsumentprisindex, som föreslås i detta betänande, innebär att behandlingen av ränteostnader ändras väsentligt. Den följande disussionen gäller bl.a. frågan hur indexets/- tolvmånaderstalens användbarhet som målvariabel för penningpolitien påveras av dels dessa förändringar, dels de förändringar som föreslås beträffande valet av indexformel. Vidare behandlas det europeisa harmoniserade indexet, HIKP, som alternativ målvariabel, och avslutningsvis ocså alternativet att låta ett mått på underliggande inflation utgöra målvariabel. De inflationsmått, som används i stabiliseringspolitisa sammanhang, har i allmänhet (i varje fall i Sverige) formen av tolvmånaderstal, där den senaste månadens priser jämförs med priserna samma månad året innan. Sådana mått har uppenbara fördelar jämfört med löpande månadsförändringar, eventuellt uppränade till årstat. Dels slipper man ta hänsyn till systematisa säsongvariationer, dels mildras effeterna av mätfel och tillfälliga variationer som inträffar enstaa månader. De jämförelser mellan olia index, som redovisas i det följande, avser genomgående tolvmånaderstal. Räntor i egnahemsposten Det troligen allvarligaste problemet med nuvarande onsument-prisindex som målvariabel orsaas av behandlingen av ränteostnaden i egnahemsposten. Förändringar av den nominella marnadsräntan påverar diret index (delvis med betydande eftersläpning) på ett sätt som inte an ges en rimlig tolning i termer av ändrad inflationstat. Som närmare disuterats i apitel 4 ger den nuvarande behandlingen av ränteposten inte heller något orret uttryc för hur egnahemsägarnas ostnader påveras. Även utifrån andra aspeter än de stabiliseringspolitisa finns således här stara säl att förändra utformningen av index. Hur ränteförändringar via egnahemsposten har påverat den uppmätta inflationstaten belyses i diagram genom en jämförelse mellan KPI och KPI exlusive ränteposten (KPIX) för den senaste tioårsperioden. Ser man på enbart de första åren av perioden an man få intrycet att dessa ränteeffeter är störningar med enbart ortsitig

4 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 inveran på inflationstaten. Men alltsedan 993 har ränteposten systematist dragit ner den registrerade inflationstaten, och tidvis har denna effet uppgått till en procentenhet eller mer. Orsaen är givetvis den successiva sänningen av den nominella räntenivån, som med viss fördröjning registreras i nuvarande onsumentprisindex som en minsning av egnahemsägarnas apitalostnader. Att söa hantera denna typ av långvariga avvielser med hjälp av indiatorer på underliggande inflation framstår som föga ändamålsenligt. Man måste i stället ta ställning till vilet mått (KPI-förändringen med eller utan ränteposten) som är den adevata målvariabeln. Det ställningstagandet är naturligtvis en fråga för dem som ansvarar för penningpolitien. Enligt min mening sulle emellertid ett KPI-mått exlusive ränta alternativt, som i denna utrednings förslag, med en onstant bostadsrealränta bättre svara mot Risbanens och andra centralbaners tolning av inflationsbegreppet. Det innebär bl.a. att man undvier den effet i fel ritning på den uppmätta inflationstaten, som uppommer då ändringar av Ris-banens styrränta används för att motvera tendenser till alltför hög eller alltför låg prisstegringstat. 6 Diagram : Inflationstat (tolvmånaderstal) enligt KPI, KPI exl. ränteposten (KPIX) samt KPI med räntespoten ersatt med index avseende en onstant realränta efter satt (KPIF) 5 KPIX KPI 4 KPIF 3 2 0 992,0 992,04 992,07 992,0 993,0 993,04 993,07 993,0 994,0 994,04 994,07 994,0 995,0 995,04 995,07 995,0 996,0 996,04 996,07 996,0 997,0 997,04 997,07 997,0 998,0 998,04 998,07 998,0 999,0 999,04 999,07 -

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 5 Ett nytt onsumentprisindex Utredningens förslag om förändrad behandling i onsumentprisindex av boendeostnader i egnahem innebär att apitalostnaden sall beränas utifrån en onstant bostadsrealränta. Prisvariabeln för detta delindex utgörs då av prisutveclingen på småhus, så som den registreras i ett fastighetsprisindex. KPIX är i stället ett prisindex där räntedelen av egnahemsposten helt enelt frånränats. I diagram görs en jämförelse mellan KPIX och den i apitel 4 föreslagna formen av index, där en onstant bostadsrealränta efter satt bestämmer viten i index (KPIF). En grundläggande sillnad mellan serierna KPIX och KPIF i diagrammet är således att ocså prisutveclingen (på andrahandsmarnaden) för småhus ges en vit i KPIF. Variationer i marnadsräntan ger däremot inget diret utslag, via egnahemsposten, i något av måtten. Den vit, som enligt förslaget ges åt fastighetspriserna, har inget samband med omsättningen på marnaden för småhus. Om man anser att inflationsmåttet bör mäta prisutveclingen i atuella transationer, an detta uppfattas som en brist med hänsyn till KPI:s användning i stabiliseringspolitisa sammanhang (jfr. disussionen av HIKP nedan). Om inflationsmåttet sall spegla ostnadsutveclingen uppnår man å andra sidan en lar förbättring jämfört med att, som i KPIX eller nuvarande UNDX, inte alls spegla apitalostnadernas utveclingen i index. Effeten av att ta med fastighetspriserna i index illustreras tydligt om man jämför utveclingen av de två serierna i diagrammet. Under risåren 992 och 993 sjön småhuspriserna, och KPIF ligger då marant lägre än KPIX. Förhållandet är det motsatta de två senaste åren, då småhuspriserna stigit snabbare än KPI. Fastighetsprisernas inveran ger till resultat att index i allmänhet utveclas starare i högonjuntur och svagare i lågonjuntur än som annars blir fallet. När det gäller egnahemsposten gäller frågan i pratien hur fastighetsprisindex utveclas i förhållande till KPI totalt. Sett över hela den senaste 20-årsperioden är sillnaden i prisstegringstat liten, men fastighetspriserna uppvisar väsentligt större variationer. Återigen måste valet av inflationsmått/målvariabel baseras på en precisering av innebörden hos penningpolitiens prisstabilitetsmål. Min bedömning är doc att såväl KPI exlusive ränteposten som KPI med en finansieringsostnad för egnahem baserad på onstant bostadsrealränta är lart överlägsna nuvarande onsumentprisindex som underlag/målvariabel för Risbanens penningpoliti, och

6 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 att medtagande i egnahemsposten av en apitalostnadsdel enligt utredningens förslag i vart fall inte gör KPI-måttet mindre användbart än KPI exlusive ränteposten. De förändringar av index, som utredningen föreslår, gäller emellertid inte enbart behandlingen av egnahemsposten. En annan vitig förändring gäller den allmänna indexonstrutionen. KPI föreslås vara ett edjeindex med länar, år till år, enligt Walshs indexformel ompletterat med en avslutande Laspeyres-län (jfr. redogörelsen i apitel 3). Den i det här atuella sammanhanget vitigaste förändringen är att tolvmånadersförändringar föreslås bli redovisade som voter mellan indextal, inte som nu beränade enbart på orttidslänar av Laspeyrestyp. Den vitigaste fördelen med den föreslagna redovisningssättet är att det resulterar i inflationstal som är onsistenta med de officiella indextalens utvecling och därmed ger en entydig besrivning av hur onsumentprisnivån har förändrats under den senaste tolvmånadersperioden. Det nuvarande redovisningssättet med två olia mått sapar osäerhet och tolningsproblem för många användare. Man undvier ocså Laspeyres-indexens översattande bias. Detta är doc av mindre betydelse i stabiliseringspolitisa sammanhang, då det systematisa felet är av måttlig storlesordning. En möjlig nacdel med det föreslagna redovisningssättet är att inflationstalen (tolvmånaderstal) påveras av en mellanliggande vitrevision. Vid årssiftena uppommer ändringar i tolvmånaderstalen som påveras av ändrade viter, och alltså inte enbart av pris-ändringarna den senaste månaden. Vitrevisionerna sapar viss rycighet hos inflationsmåttet och an därmed tänas göra måttet mer svårtolat. Frågan om vitrevisionernas inveran har belysts i apitel 3 ovan. Där framgår att effeten är av mycet måttlig storlesordning normalt ca. 0, procentenhet. Vitrevisionerna bör därmed inte innebära något problem för tolningen av index och för dess användning som målvariabel, särsilt som de an särredovisas i rapporteringen av index vid respetive årssifte. HIKP som alternativ Tillomsten av ett europeist, harmoniserat index för onsumentprisernas utvecling (HIKP) är givetvis en betydelsefull fator, när det gäller att ta ställning till frågan om lämplig målvariabel för penningpolitien. Det gäller särsilt som HIKP har utformats specifit för att fylla stabiliseringspolitisa syften och dessutom utgör målvariabel för

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 7 den europeisa centralbanens (ECB) penningpoliti. Mot den bagrunden sall indexet i det följande jämföras med svenst KPI det nuvarande och det som föreslagits av denna utredning. Tyngdpunten ligger, lisom i föregående avsnitt, på dels behandlingen av boendeostnader i av hushållen ägda bostäder, dels valet av indexformel. HIKP avses vara ett internationellt jämförbart mått på inflation, avgränsat till den privata onsumtionen. Man har menat att ett sådant mått bör avse förändringar av priser som hushållen betalar för onsumtionsvaror i atuella transationer. När det gäller ägda bostäder har detta tolats som att vad som bör ingå är (förutom driftostnader) de priser hushållen betalar för att ansaffa nyproducerade bostäder. Tills vidare ingår doc inte bostadsöp i index. Jämfört med nuvarande svensa KPI utesluts följande boendeostnader i HIKP: Boendeostnader i bostadsrättslägenheter (imputerad hyra i svens KPI), Ränteostnader, avsrivningar, fastighetssatt och villaförsäring, eftersom ocså de betratas som imputerad hyra, Kostnader för reparationer och underhåll (annat än rutinmässigt), eftersom de inte ränas som onsumtion i COICOP. Hur man sall göra i framtiden utreds i en s.. Tas Force. De alternativ som disuteras är att en nettoansaffningsindex sall ingå i HIKP, att medlemsländerna sall beräna och redovisa ett sådant index, men att det officiella HIKP även fortsättningsvis sall beränas exl. bostadsöp, att ingen förändring sall göras HIKP beränas ocså fortsättningsvis exl. bostadsöp. Ser man enbart till användningen som målvariabel för penningpoliti framstår HIKP:s behandling av egnahemsposten som mindre problematis än den i nuvarande KPI, eftersom man undvier de problem som har att göra med ränteförändringar. Enligt min uppfattning har emellertid ocså HIKP:s behandling av boendeostnader betydande svagheter. Att som nu helt utesluta stora delar av boendeostnaderna ur index innebär att en väsentlig del av ostnaderna för hushållens onsumtion inte beatas. Om i stället en nettoansaffningsindex införs, för man in ett element med över tiden raftigt varierande vit som har föga samband med storleen på hushållens boendeostnader. Variationerna i bostadsbyggandet ommer att påvera totalindex på ett sätt som är mycet svårt att tola i ostnadstermer. (Det är givetvis möjligt att över

8 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 tiden utjämna viten, men i så fall försvagas annyt-ningen till atuella transationer). Härtill ommer att det statistisa underlaget, byggnadsprisindex, har osäer valitet, särsilt under perioder med lågt bostadsbyggande. För närvarande exluderas i HIKP ocså huvuddelen av posten hälso- och sjuvård (läarvård, tandvård och receptbelagda läemedel). På detta område sall doc täcningen öas vid årssiftet, samtidigt som ocså vissa omsorgstjänster tas in i HIKP. I det senare fallet har man valt den ostnadsansatsen för behandling av inomst-beroende taxor, d.v.s. samma ansats som föreslås i detta betänande (apitel 5). Den vid sidan av bostadsposten mest betydelsefulla sillnaden mellan HIKP och det av utredningen föreslagna KPI gäller emellertid valet av indexformel. Under förutsättning att: dels en index av typ Laspeyres anses vara en lämplig grund för beräning av tolvmånaderstal, dels centralbanens syn på inflationsmålet snarast svarar mot ett KPI-mått exlusive direta ränteeffeter, framstår HIKP i sin nuvarande form som ett näraliggande alternativ som målvariabel för penningpolitien. Den har ju ocså fördelen att möjliggöra direta jämförelser med den uppmätta inflationstaten i andra EUländer. Ett Laspeyres-index ger en systematis översattning av levnadsostnadernas utvecling. Å andra sidan undvier man lisom med nuvarande svens orttidsindex de tolningsproblem som an tänas uppomma i samband med vitrevisioner vid årssiftena. Systematisa fel i index (bias) utgör inte något betydelsefullt problem, då index används som målvariabel eller i andra stabiliseringspolitisa sammanhang. Detta förutsatt att bias an bedömas ha måttlig storle, något som gäller för sådan substitutionsbias som uppommer då man använder index av typ Laspeyres. En jämförelse mellan HIKP och nuvarande KPI exlusive ränteposten visar att överensstämmelsen mellan de två måtten har varit mycet god under 997 och 998. Men under hela 996 fanns en avvielse i storlesordningen en procentenhet d.v.s. gott och väl tillräclig för att unna medföra olia bedömningar av måluppfyllelsen i penningpolitien. Orsaen var raftiga prishöjningar för poster som ingår i svens KPI men inte i HIKP. Bl.a. höjdes fastighetssatten samt priserna på bostadsreparationer och på läemedel. I flera av fallen rör det sig om poster, där förändringar nu övervägs i fråga om grunderna för HIKP. Sillnaderna illustrerar således den brist på stabilitet som än så länge vidlåder denna index, och som ocså varit ett säl för Risbanen att tills vidare avstå från att använda den som målvariabel. Enligt min mening är osäerhet om HIKP:s framtida

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 9 utformning fortfarande ett ice oväsentligt säl mot att använda detta index som målvariabel ett säl som måste vägas mot fördelar främst i form av jämförbarhet med andra EU-länder. Indireta satter och UNDX Nästa fråga gäller inveran på KPI-utveclingen av förändringar i indireta satter eller närmare bestämt av sådana indireta satter och subventioner som lagts diret på onsumtionsvaror och -tjänster. I den mån systematisa sillnader föreligger mellan prisutveclingen inlusive och exlusive indireta satter måste valet av målvariabel bli beroende av hur inflationsmålets innebörd tolas d.v.s. om penningpolitien på medellång sit utformas så att inveran av ändrad besattning på inflationstaten elimineras, eller målet i pratien avser prisutveclingen exlusive satte- och subventionseffeter. Den indireta besattningens inveran på index (tolvmånaderstal) belyses i diagram 2 genom en jämförelse mellan utveclingen av å ena sidan KPI exlusive ränteposten och å andra sidan ett onstantsatteindex, där inveran från satte- och subventionsändringar i slutledet ränats bort. Jämförelsen begränsas här till att avse tiden efter sattereformen. SCB:s beräningar av indexserien UNDX föreligger endast för tiden fr.o.m. 995. För tidigare år används här i stället Risbanens egna beräningar (med betecningen UND), doc med borttagande av den deprecieringsorretion som tillämpades i beräningarna för tiden från november 992 till maj 994. Resultaten siljer sig raftigt från dem som framom beträffande ränteposten i onsumentprisindex. Utveclingen de sju senaste åren tyder på att förändringar av indireta satter inte har systematist påverat den registrerade, trendmässiga inflationstaten. För ensilda år an de indireta satternas effet vara betydande. Ändå blir bilden av inflationstaten under perioden och av graden av måluppfyllelse hos penningpolitien i stort sett densamma oavsett om KPIX eller UNDX används som målvariabel.

20 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 Diagram 2: Konsumentprisindex exl räntor utan justering (KPIX) resp. med justering för effeter av förändrade indiret satter (UND/UNDX). 6,00 5,00 UND 4,00 KPIX 3,00 2,00,00 0,00 jan-92 apr-92 jul-92 ot-92 jan-93 apr-93 jul-93 ot-93 jan-94 apr-94 jul-94 ot-94 jan-95 apr-95 jul-95 ot-95 jan-96 apr-96 jul-96 ot-96 jan-97 apr-97 jul-97 ot-97 jan-98 apr-98 jul-98 ot-98 jan-99 apr-99 UND: utan justering för deprecieringseffeter I princip bestäms givetvis valet mellan onsumentprisindex och ett onstantsatteindex som målvariabel av om prisstabilitetsmålet bör tolas i termer av prisutveclingen inlusive eller exlusive indireta satters och subventioners inveran på levnadsostnadernas utvecling. Enligt min mening finns stara säl att nyta målet till den fatisa utveclingen av hushållens levnadsostnader. Det föreslagna KPI, snarare än ett onstantsatteindex, är i så fall den relevanta målvariabeln. Satteändringars ortsitiga inveran bör då belysas med mått på underliggande inflation, och deras roll i det sammanhanget behandlas i nästa avsnitt. 7.3 Mått på underliggande inflation Mått på underliggande inflation syftar till att ge en uppfattning om den långsitiga eller trendmässiga inflationstaten i eonomin. De sall därigenom ge stöd för den löpande utformningen och tolningen av penningpolitien. Som minimirav för ett mått på underliggande inflation bör gälla: dels att dess utvecling på medellång sit (t.ex. ränat över en femårsperiod) inte systematist avvier från målvariabelns, dels att det uppvisar mindre variationer än målvariabeln sett i ett tidsperspetiv på ett à två år. I det följande används dessa riterier i en stegvis jämförelse mellan KPI och tre av de fyra mått som används av Risbanen UNDX, UND3 och UNDINHX. Gemensamt för dessa mått är att man där

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 2 ränar bort bestämda omponenter i prisutveclingen (ändringar i indireta satter) och/eller prisändringar på varor som valts ut på förhand (t.ex. oljeproduter). Jämförelser sall emellertid göras ocså med mått där varugrupper rensas bort utifrån riteriet att de uppvisar särsilt höga eller särsilt låga prisöningstal i den atuella perioden. Slutligen finns även mått på underliggande inflation, som onstruerats utifrån mer eller mindre specificerade eonomisa modeller för prisutveclingen. Underliggande inflation definieras då exempelvis som den del av den uppmätta inflationen, som på lång sit inte har någon inveran på produtionsvolymen. Med hjälp av eonometris teni, och med onsumentprisindex och (något mått på) produtionsvolym som indata, sattas ett mått på underliggande inflation. Linande beräningar görs ocså inom den svensa Risbanen. Min bedömning av detta slags modellbaserade mått är, att de visserligen an vara användbara som en del av analysunderlaget för en centralbans politi, men att de inte an fylla funtionen som ett för allmänheten begripligt och allmänt accepterat mått på underliggande inflation. Indiret satt Det onstantsatteindex som nu publiceras av SCB (UNDX) är ett mått på underliggande inflation, där direta effeter av förändringar i indireta satter frånränats. Måttets utvecling i förhållande till ett onsumentprisindex utformat så som föreslås i denna utredning, eller ränat exlusive räntedelen av egnahemsposten, ommenterades redan i förra avsnittet, i anslutning till diagram 2. UNDX har under perioden efter sattereformen väl uppfyllt riterierna för att vara en god utjämnande indiator, som eliminerar inveran av tillfälliga störningar på KPI, exl. ränteposten i det nuvarande indexet. Det måste emellertid understryas, att resultaten baseras på utveclingen under en relativt ort, historis tidsperiod. Om det i framtiden föreommer längre perioder med successiv förändring (uppåt eller nedåt) av indireta satter eller subventionsnivåer, försämras måttets valitet som utjämnande indiator. I UNDX frånränas endast effeterna av ändrade sattesatser i slutledet, d.v.s. vid försäljningen till hushåll. En alternativ ansats är att onstanthålla ocså de satter som lagts på tidigare led och som belastar onsumentpriserna indiret, exempelvis satter på energivaror som används i hyreshus, i industrin och tjänstesetorerna. Ett annat tänbart alternativ är nettoprisindex. Dess innebörd siljer sig från de två andra indexseriernas i två vitiga avseenden:

22 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 I nettoprisindex mäts priset exlusive nettot av indireta satter och subventioner. I stället för att onstanthållas har de indireta satterna alltså dragits av från onsumentpriset, och subventions-beloppen har lagts till. Alla indireta satter (ocså på arbetsraft) och alla subventioner, t.ex. räntebidrag till hyreshus som belastar den privata onsumtionen, har dragits av resp. lagts till. Nettoprisindex är således inte primärt ett mått på prisutveclingen för hushållen. Det mäter i stället utveclingen av de nettopriser, som erhålls av producenter av onsumtionsvaror och -tjänster. En mer allmän disussion av måttets användbarhet följer i apitel 8. Nycelfrågan, när man vill tola indexserier av onstantsattetyp, gäller övervältring (incidens) av olia slags indireta satter. För mervärdesatt och puntsatter som tas ut vid försäljning av onsumtionsvaror t.ex. bensinsatt, tobas- och aloholsatter bruar man anta fullständig övervältring framåt, d.v.s. att förändringar i sattesatserna helt slår igenom på onsumentpriserna. Det innebär att onstantsatteindexet an ges en tolning i termer av prisutvecling i frånvaro av satteändringar. Men antagandet är inte självlart ens i detta fall. Och vidgar man perspetivet till att omfatta ocså satter längre tillbaa i förädlingsedjan blir det allt mindre rimligt. Vem som till slut får betala exempelvis en höjning av satten på drivmedel för lastbilar är inte lätt att säga, och om höjningen i stället gäller en allmän arbets-givaravgift är övervältring baåt (genom svagare löneutvecling) ett näraliggande alternativ. Det framstår mot den här bagrunden som rimligt att i ett onstantsatteindex begränsa orretionen för satteändringar till att omfatta satter i slutledet. Slutsatsen stöds ocså av att UNDX under 990- talet har väl fyllt funtionen som en utjämnande indiator på utveclingen av KPI exlusive direta ränteeffeter. Eventuellt sulle orretionen unna utvidgas till att omfatta ocså vissa satter som uttas nära onsumentledet, och där sannoliheten för övervältring framåt på onsumentpriset bedöms vara hög. Tänbara exempel är energisatter som belastar hyresfastigheter och aloholsatter i restaurangversamhet.

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 23 Varor med stora prisvariationer Nästa fråga gäller inveran på den uppmätta inflationstaten av prisvariationer på marnader som anses särsilt änsliga för olia slags utbudschocer. Ofta anförda exempel är marnaderna för petroleumproduter och vissa störningsbenägna livsmedel som affe, frut och grönsaer. Utveclingen under senare år av ett index exlusive dessa varugrupper (UND3), tyder doc inte på att vidareförädlingen sulle förbättra måttets egensaper som indiator på underliggande inflation. Den orta jämförelseperioden gör doc resultaten osära. En mer entydig bild framommer, om man i stället jämför UNDX med Risbanens mest avsalade mått på underliggande inflation, UNDINHX, där ett stort antal varor med relativt stort importinnehåll har uteslutits. Prisutveclingen för denna undergrupp av inhemsa varor och tjänster uppvisar en systematist högre prisstegringstat än UNDX och följatligen ocså högre än KPI, såväl exlusive som inlusive egnahemsräntor. Orsaen torde vara, att andelen tjänster är väsentligt högre än i totalindex, och att tjänsterna på grund sin högre arbetsraftandel i produtionen haft systematist högre prisöningstat än varor. Man an här lisom då det gäller KPI-mått inlusive respetive exlusive ränteposten ställa frågan om ett importrensat mått av typen UNDINHX är ett rimligt alternativ till KPI som målvariabel. Men det är svårt att se att utveclingen för ett partiellt och tjänstedominerat mått av detta slag sulle unna ses som uttryc för den allmänna onsumentprisutveclingen, eller inflationstaten, i Sverige. Måttets tydliga bias i förhållande till KPI-måtten gör det ocså svårt att utnyttja som indiator på trendmässig eller underliggande inflation. Mer allmänt an man ifrågasätta metoden att genom utslutning av varugrupper med stort importinnehåll söa renodla de inhemsa inflationsimpulserna. Ansatsen innebär ofrånomligen ett antal olarheter och tolningsproblem. Exempelvis påveras prisutveclingen för dessa varor (förutom av världsmarnadspriser) ocså av växelursen, av prisdifferentiering mellan Sverige och andra länder samt av svensa handelsmarginaler. Alla dessa fatorer förefaller spegla svens inflation snarare än störningar från utlandet. Om man vill resa måtten från prisimpulser från internationella varumarnader, borde prisförändringarna på dessa marnader ränade i dollar eller euro helst ränas bort med viter som avspeglar importens vit i svens onsumtion. Beräningssättet i UNDINH får uppfattas som en nödlösning, motiverad av att tillförlitligt underlag sanats för sådana mer ambitiösa alyler.

24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 Disussionen av mått på underliggande inflation har hittills avsett relativt ice-tenisa metoder, där vissa förutbestämda omponenter i prisutveclingen ränas bort eller utjämnas över tiden. Det finns ocså anledning att ommentera några ansatser med närmare annytning till statistis teori. De statistisa ansatserna går i allmänhet ut på att reducera inslaget av tillfälliga störningar i indexserier som bygger på prisobservationer för ett stort antal varor eller varugrupper. Olia aggregeringsregler, som avvier från det vägda genomsnittet, testas mot en norm för trendmässig eller underliggande inflation, t.ex. ett treårigt, centrerat genomsnitt för KPI:s öningstat. Reommendationerna går då oftast ut på att man bör använda ett trimmat, vägt genomsnitt, där de 5-0% av varorna som visar högst resp. lägst prisändring tagits bort. Disussionen (hos t.ex. Bryan och Cechetti, 993) 2 bygger till stor del på att mycet ortsitiga, uppmätta förändringar i index från en månad till nästa, tremånaderstal etc. läggs till grund för politien. Det är nappast fallet i Sverige, där tolvmånaderstalens utvecling är i centrum för intresset, vilet som förut framhållits måste betratas som en lar fördel. Mått av det här atuella slaget har under de senaste åren beränats av SCB för Risbanens räning. Jämförelser med utveclingen för KPI exlusive räntedelen av egnahemsposten tyder på att måtten nappast uppfyller raven på att vara en god utjämnande indiator för KPIX. I stället förefaller de systematist ha undersattat målvariabeln, samtidigt som den utjämnande effeten inte är påtaglig. Tendensen till undersattning an elimineras genom att man utformar trimningen asymmetrist och på grundval av erfarenheter från en längre, historis period. Utveclingen under 990-talet sulle i så fall tala för att man bör utesluta en något större andel av varorna i den nedre än i den övre ändan av fördelningen. Ett sådant index sulle doc troligen uppfattas som alltför onstgjort och svårtolat för att bli allmänt accepterat som mått på underliggande inflation. 7.4 Sammanfattning Nuvarande onsumentprisindex har betydande nacdelar som inflationsmått, främst beroende på behandlingen av räntor i egnahems-posten. Min bedömning är att ett index som inte diret påveras av nominella ränteändringar är bättre lämpat för stabiliseringspolitisa syften, och 2 Bryan, Michael F. och Cecchetti, Stephen G.: Measuring core inflation. Woring Paper No. 4303, NBER, Cambridge MA, 993.

SOU 999:24 KPI som underlag för stabiliseringspoliti 25 särsilt som målvariabel för penningpolitien. Disussionen i detta apitel har därför här inritats på fyra andra alternativ, nämligen: Det nya KPI, som föreslås i denna utredning KPI exlusive ränteposten Det europeisa indexet, HIKP Ett onstantsatteindex. De förändringar i onsumentprisindex, som föreslås i detta betänande, gör enligt min mening indexet väsentligt mer användbart ocså som målvariabel. Det föreslagna indexet ger en mer realistis bild av ostnadsutveclingen i egnahem och undvier de problem med inveran från nominella ränteändringar, som utmärer nuvarande KPI. Att avvielser mellan fastighetsprisernas och övriga onsumentprisers utvecling ger visst utslag gör indexet mer onjunturänsligt men behöver inte utgöra någon begränsning för användbarheten i penningpolitisa sammanhang. De förändringar av de redovisade tolvmånaderstalen, som uppommer i samband med vitrevisioner vid årssiftena ligger normalt i storlesordningen 0, procentenhet. De an enligt min uppfattning inte betratas som ett betydelsefullt problem. Om man inte anser att förändringar i småhuspriserna bör påvera inflationsmåttet, är det mest näraliggande alternativet att räna index exlusive apitalostnadsdelen av egnahemsposten. På längre sit torde detta inte innebära någon märbar sillnad jämfört med hela KPI enligt förslaget. Att använda ett inflationsmått som avvier från det officiella KPI har emellertid lara nacdelar med hänsyn till värdet av att utgå från ett för allmänheten välänt index. Det vitigaste argumentet för att välja alternativet HIKP som målvariabel är att man därigenom uppnår diret jämförbarhet med inflationsmått för andra EU-länder och med målvariabeln för den europeisa centralbanen. Mot detta måste ställas att olarhet fortfarande gäller om HIKP:s framtida utformning på vitiga punter. En fortlöpande förändring av beräningsgrunderna för indexet/målvariabeln an minsa penningpolitiens trovärdighet. Om långsitigt verande regler för HIKP läggs fast inom de närmaste åren, stärs emellertid argumenten för att använda detta index som målvariabel ocså i Sverige. Om ett mått på underliggande inflation sall användas som målvariabel, framstår ett enelt och lättbegripligt onstantsatteindex som det bästa alternativet. Vid ortsitiga variationer (utan trendmässig systemati) i den indireta besattningen uppnår man därigenom en viss utjämnande effet på den uppmätta inflationstaten. Här lisom då det gäller KPI exlusive apitalostnaderna måste det doc ses som en nacdel att arbeta med ett mått som siljer sig från det välända KPI.

26 KPI som underlag för stabiliseringspoliti SOU 999:24 Detta framstår som ett start argument för att, lisom nu, låta ett onstantsatteindex omplettera den officiella målvariabeln (oavsett om denna är KPI eller HIKP) i stället för att ersätta den. Det mått på underliggande inflation, som publiceras månadsvis av SCB, bör således vara ett onstantsatteindex där ändringar av indireta satter och subventioner i slutledet frånränas. Eventuellt an orretionen utvidgas till att omfatta ocså vissa satteändringar i tidigare led (t.ex. ändringar av energisatter i den mån de belastar hyresfastigheter), om sannoliheten för övervältring på onsument-priset (hyran) bedöms vara hög. Indexet bör ges en ny betecning förslagsvis onstantsatteindex (KSI) för att silja det från nuvarande UNDX, där ocså räntedelen i egnahemsposten frånränats. Som underlag för utformning av penningpolitien behövs, utöver KSI, ocså andra indiatorer på inflationstrycet i eonomin. Vissa av dessa bör troligen ocså vara mått på underliggande inflation med annytning till KPI. Valet av sådana ompletterande mått måste bedömas av Risbanen. Utredningen har inte funnit något som tyder på att en mer effetiv utjämning än i ett enelt onstantsatteindex an nås genom att räna bort petroleumproduter, affe och vissa andra varugrupper med stora prisvariationer, d.v.s. med mått av typen UND2 och UND3. Mått av typen UNDINH, där varugrupper med stort importinnehåll har rensats bort, uppvisar systematist högre prisutvecling än KPI. Statistist trimmade mått, där de 5-0% av varorna med högst resp. lägst prisöningstat ränats bort an tänas vara en onurrent till exempelvis KSI som indiator på underliggande inflation. Om ett sådant mått sall utformas så att det blir en god utjämnande indiator, blir det doc troligen alltför svårtolat för att unna bli allmänt accepterat.

SOU 999:24 27 8 Kompletterande index I diretiven ställs, mot bagrund av uppgiften att artlägga olia användningsområden för index, frågan om flera index bör ersätta eller omplettera KPI. Sådana index sulle t.ex. unna vara: index för olia ategorier hushåll, index inlusive direta satter och med avdrag för sociala förmåner (bruttoprisindex), index exlusive indireta satter och med tillägg för subventioner (nettoprisindex), index med onstant indiret besattning. Frågor om ompletterande index har berörts tidigare i betänandet, vad gäller dels ategoriprisindex (apitel 2), dels mått på under-liggande inflation (apitel 7). Den tänbara användningen av ategori-prisindex har närmast att göra med ompensation för prisändringar i socialförsäringssystemet och med möjligheter att analysera öpraftsutveclingen för silda ategorier hushåll. Mått på underliggande inflation t.ex. onstantsatteindex av typ KSI (eller nuvarande UNDX) har däremot i första hand intresse i stabiliseringspolitisa sammanhang. Ett onstantsatteindex an doc, lisom nettoprisindex, tänas vara användbart för ompensationsändamål i vissa situationer. Syftet är då närmast att neutralisera effeten på index av en växling mellan indiret och diret besattning. I detta apitel sall behovet av ompletterande indexmått disuteras huvudsaligen med inritning på användningen för ompensationsändamål och för beräning av realinomst- eller öpraftsutvecling. Frågor om användning som underlag för penningpoliti och annan stabiliseringspoliti ommer däremot att behandlas endast mycet ortfattat.

28 Kompletterande index SOU 999:24 8. Kategoriprisindex Syftet med prisindex för specifia ategorier är att öa precisionen när index används för att ompensera grupper av hushåll för de förändringar av levnadsostnaderna som just de erfarit, samt att öa precisionen vid beräningar av realinomstutveclingen för olia grupper av hushåll. Studier tyder doc på att sillnaderna i levnadsostnadsutvecling mellan olia ategorier av hushåll är små. En förutsättning för att det sall uppstå sillnader mellan utveclingen av ett index för en viss ategori hushåll och indexet för samtliga hushåll, är att onsumtionens relativa sammansättning är olia samt att de onsumtionsområden som har en avviande relativ vit ocså har en prisutvecling som siljer sig från den allmänna prisutveclingen. Områden som läarvård, tandvård, läemedel, barn- och äldreomsorg samt loaltrafi prissätts delvis utifrån politisa överväganden och är föremål för en betydande subventionering. 2 De an därför möjligen i större utsträcning än andra områden vara föremål för stora relativprisändringar. Den omständigheten an främst förväntas resultera i avviande resultat för pensionärshushåll eftersom de står för hela onsumtionen av äldreomsorg samt därför att de har en förhållandevis stor onsumtionsandel avseende läarvård, tandvård och läemedel; barnfamiljer eftersom de svarar för hela onsumtionen av barnomsorg. Avgifter för barnomsorg utgör nappt procent av den privata onsumtionen. Eftersom familjer med barn under 8 år står för ungefär 40 procent av den privata onsumtionen an avgifterna för barnomsorg uppsattas stå för ungefär 2 procent av onsumtionen i dessa hushåll. Det innebär att en förändring av relativpriset på barnomsorg med säg 25 procent sulle påvera ategoriprisindexet med 0,3 procentenheter mer än indexet för samtliga hushåll. Om ategorin definierades mer snävt så sulle ocså sillnaden jämfört med totalindexet givetvis bli större. Se t.ex. Bureau of Labor Statistics, 989: A Comparative Analysis of Price Indexes Produced by National Governaments for Older Consumers. Uppsats av Charles Mason, Mary Lynn Schmith, Robin Duncan and Nathan Amble, presenterad vid 989 års Joint Statistical Meetings Section on Govenment Statistics. 2 Även om priserna för ensilda åtgärder/preparat inom tandvård respetive på läemedel, inte bestäms genom politisa beslut, begränsas vad hushållen får betala av utformningen av den allmänna tandvårdsförsäringen respetive av läemedelsförmånen.

SOU 999:24 Kompletterande index 29 Konsumtionen av läarvård, tandvård och läemedel utgör nappt 2½ procent av den privata onsumtionen, medan avgifter för äldreomsorg (inl. inacorderingsavgifter i särsilt boende) utgör drygt en halv procent. Tillsammans uppgår andelen alltså till ungefär 3 procent. I hushåll med minst en folpensionär an motsvarande onsumtions-andel uppsattas till storlesordningen 8 procent i genomsnitt. En genomsnittlig relativ prisförändring på dessa onsumtionsområden med säg 0 procent sulle därför påvera ategoriprisindexet med 0,5 procentenheter mer än den påverar indexet för samtliga hushåll. Det ser relativprisförändringar även på områden med marnadsprissättning. T.ex. an vi onstatera att sådana varor som utnyttjar en i snabb tat allt effetivare tenologi blir allt billigare relativt andra varor och tjänster åtminstone sedan hänsyn tagits till värdet av valitetsförbättringar. Prissänningarna på persondatorer, av lia standard, bidrar till en sänning av KPI med nappt 0, procent per år. Priserna på TV-apparater, ljudanläggningar o.d. har sjunit med 46 procent sedan 980. Eftersom KPI under samma period stigit med 57 procent är den relativa prisnedgången 79 procent i genomsnitt nästan 8 procent per år. Tillsammans med persondatorerna motsvarar dessa relativa prisnedgångar en årlig sänning av KPI med drygt 0, procent, ränat på atuella onsumtionsviter. Ett hushåll som inte alls onsumerar den typen av varor sulle alltså underompenseras i motsvarande utsträcning. Livsmedelspriserna har relativt KPI sjunit med i genomsnitt 0,8 procent per år sedan 980 (t.o.m. 989 noterades en genomsnittlig årlig uppgång på,4 procent). Sådana förändringar sanar doc betydelse vid beräningar av index för olia ategorier eftersom livsmedlens andel av budgeten varierar mycet litet mellan olia inomstlägen eller mellan socioeonomisa grupper. I den utsträcning som hushåll i olia ategorier onsumerar olia typer av livsmedel an doc sillnader uppstå, åtminstone temporärt. Exempelvis utgör onsumtionen av affe 0,5 procent av den privata onsumtionen. Av ett genomsnittligt pensionärshushålls onsumtion an affet uppsattas svara för procent. Sillnaden på 0,5 procent innebär att KPI underompenserar pensionärshushållen vid relativprishöjningar på affe och överompenserar vid relativprissänningar. Om relativprisförändringen från ett år till nästa är 20 procent, vilet inte är osannolit för just affe, blir felompensationen 0, procent. Sett över en längre tidsperiod blir doc sillnaden mycet liten. Relativpriset på affe har sedan 980 sjunit med i genomsnitt drygt 3 procent per år vilet i vårt räneexempel sulle innebära en genomsnittlig årlig överompensation på nappt 0,02 procent.

30 Kompletterande index SOU 999:24 De här räneexemplen antyder att sillnader mellan index för olia ategorier hushåll an förväntas vara små. Eftersom sillnaderna i onsumtionsvanor mellan hushåll inom olia ategorier i många fall är större än sillnaderna mellan olia ategorier, an man inte räna med att användningen av ategoriprisindex öar precisionen i olia tillämpningar särsilt mycet. Det bör framhållas att exemplen, lisom beräningar av ategoriprisindex i allmänhet, baseras på ett urval av varor och tjänster, som valts ut för att vara representativt för totalindexets indexpopulation. Eventuellt sulle mer systematisa sillnader i levnadsostnadernas utvecling mellan inomstgrupper eller mellan pensionärer och förvärvsarbetande i en del fall unna ursiljas, om det utnyttjade prismaterialet avsåg specifiationer av varor och tjänster som är representativa för respetive grupp. Det ställer emellertid rav på mer omfattande prismätningar än i nuvarande KPI, mätningar som ocså belyser föreomsten av prisdisriminering mellan olia öpar-ategorier. Beräning av ategoriprisindex ställer ocså större rav på vitunderlag för index. Framtida hushållsbudgetundersöningar sulle behöva göras väsentligt mer omfattande och detaljerade. Urvalet av hushåll måste utöas. Konsumtionens varusammansättning på detaljerad nivå måste besrivas för olia hushålls ategorier, lisom fördelningen mellan inöpsställen. Med hänsyn till resursåtgången framstår emellertid en sådan utbyggnad av de löpande indexberäningarna inte som ett realistist alternativ. Det sanas ocså tydliga önsemål från olia indexanvändare om att annyta prisomräningen för olia förmåner till index för respetive ategori. Mot denna bagrund finns enligt min mening inte tillräcligt stara säl för att föreslå löpande beräningar av ategoriprisindex. 8.2 Bruttoprisindex För analys av öpraftsutveclingen hos olia slags (besattade) bruttoinomster, t.ex. löner, an ett index inlusive direta satter tänas vara av intresse. Eventuellt sulle man i ett sådant index ocså göra avdrag för inomstöverföringar från den offentliga setorn till den atuella ategorin hushåll, t.ex. löntagarhushåll. I Sverige lisom i många andra länder beränades levnadsostnadsindex till en början som ett bruttoprisindex, d.v.s. inlusive såväl direta som indireta satter. Syftet var att indextalen sulle visa vilen inomst före diret satt som behövdes för att den disponibla inomstens öpraft sulle bibehållas. Såväl levnadsostnadsindex med juli 94

SOU 999:24 Kompletterande index 3 som bas som serien med 935 som basår beränades till en början inlusive såväl direta som indireta satter. Under 940-talet infördes ocså en justering för sociala förmåner i dessa indexserier. Indexserierna avsåg en enda hushållstyp, arbetar- och lägre tjänstemannahushåll i städer och tätorter. Ett betydelsefullt användningsområde var att bilda underlag för indexering av löner. Från slutet av 940-talet om emellertid en indexserie utan direta satter att betratas som huvudserien. Beräningarna av bruttoprisindex upphörde med utgången av år 954 i samband med tillomsten av onsumentprisindex. Sälen för att utesluta direta satter och subventioner angavs i proposition 250 till 948 års risdag, där bl.a. följande anfördes: Befogade invändningar unna redan ur statistis synpunt göras mot att vid levnadsostnadsberäningarna medtaga satter och socialpolitisa förmåner, eftersom dessa fatorer och förändringar i fråga om dem göra sig gällande på helt olia sätt för olia inomsttagare; siljatigheterna göra sig ej endast gällande olia lönelägen emellan utan även mellan olia inomsttagare i samma löneläge med hänsyn till familjens storle m.m., och en index, som inluderar direta satter och socialpolitisa förmåner, blir därför nappast tillräcligt representativ för de allmänna levnadsostnaderna. Av än större betydelse äro emellertid de pratisa verningar, som uppomma, därest löner och pensioner till sin storle göras beroende av en dyli indexberäning. Såsom i det föregående framhållits måste det anses olämpligt, om en avsitligt företagen minsning eller öning av det allmänna sattetrycet till sin effet motveras genom att penninglönerna sänas respetive höjas. Det motsvarande gäller för det fall, att socialpolitisa förmåner tillsapas för att bereda utgiftslindringar; det an i sådant fall nappast anses rimligt att av sådan anledning en lönesänning ommer till stånd. Det må framhållas, att de svängningar i levnads-ostnadstalen och därmed även i lönenivån, som unna uppomma till följd av det nu tillämpade beräningssättet, äro betydande, eftersom satter och sociala förmåner upptaga ett förhållandevis stort utrymme inom onsumtionsbudgeten för den s.. indexfamiljen. 958 års indexutredning föreslog i sitt betänande att indextal med direta satter och minus vissa sociala förmåner sulle beränas för silda hushållstyper och inomstlasser. De sulle uttryca hur stor öning av inomsten före satt en hushållsgrupp behöver för att ompenseras för inträffade prisförändringar. Eventuellt sulle indexarna ocså bilda underlag för beräning av reallöneutveclingen efter satt (reallöneindexar). Årsvis beräning av sådana bruttoindex-serier, baserade på material från 958 års levnadsostnads-undersöning, med uppdelning efter inomstlass och hushållstyp (sammanlagt 3 ategorier) genomfördes för åren 959-966. Det rör sig således här om speciell typ av ategoriprisindex, beränat som ompensationsindex. De allmänna synpunter på ategoriprisindex, som redovisades i förra avsnittet är tillämpliga ocså här. Beräningar

32 Kompletterande index SOU 999:24 av sådana index an vara värdefulla som underlag för analys av fördelningsfrågor, som rör levnadsostnads- och realinomstutveclingen för silda grupper av hushåll. Som underlag för löpande prisompensation i socialförsäringssystemen är de emellertid inte ett realistist alternativ till ett allmänt onsumentprisindex. 8.3 Nettoprisindex Nettoprisindex, NPI, mäter den relativa förändringen av företagens intäter, efter indiret satt för en oförändrad prodution av onsumtionsvaror och tjänster. NPI beränas genom att de i KPI-beräningen sattade onsumtionsvärdena under basperioden respetive jämförelseperioden reduceras med sattebeloppen beränade enligt de satteregler som gällde under respetive period. Subventioner behandlas därvid som negativa indireta satter. Bagrunden till den utredning (SOU 958:36) som förordade nettoprisindex, var att statsmaterna önsade ett index som unde användas i olia ompensationstillämpningar och som var neutralt i förhållande till en växling mellan diret och indiret besattning. Utredningen onstaterade att det intätsbelopp som det föreslagna indexet hänförde sig till var lia med summan av de inhemsa fatorinomsterna i den atuella setorn plus setorns ostnader för import. Man menade att ett index, där ocså importen eliminerats på samma sätt som de indireta satterna, sulle ha ett uppenbart intresse bl.a. som underlag för eonomis analys och i samband med löneförhandlingar. Ett sådant index sulle ange den relativa prisförändringen sedda inifrån från företagens sida medan onsumentprisindex såg priserna och deras förändring utifrån från onsumentens sida. Därvid uteslöt man inte att ett index som det föreslagna, utan avdrag för importen, ocså unde vara användbart i dessa sammanhang. Som utredningen ocså framhöll sulle doc även ett importrensat mått ha ett begränsat värde genom dess avgränsning till enbart den onsumtionsvaruproducerande setorn. I vilen utsträcning nettoprisindex haft betydelse inom det ursprungligen avsedda tillämpningsområdet, dvs. att nyansera ompensationsanspråen i samband med förändringar av besattningen, har inte unnat bedömas. Annytningen till företagens intäter och nettopriserna, snarare än till hushållens ostnader och onsumentpriserna, torde därvid ha varit ett problem. I samband med större omläggningar av besattningen, som den som sedde 990 och 99, har det snarare framstått som ändamålsenligt att alylera den direta effeten på onsumentpriserna av den förändrade indireta besattningen, dvs. en beräning med samma innebörd som ett onstant-

SOU 999:24 Kompletterande index 33 satteindex. Min bedömning är därför att NPI idag sanar nämnvärd betydelse för ompensationstillämpningar relaterade till hus-hållen. Nettoprisindex används doc i någon uträcning som regulator i privata affärsavtal, anslagsjuteringar och prissättningssammanhang, utanför hushållssetorn, där man vill undvia att de reglerade beloppen påveras av en ändrad indiret besattning. Det används ocså som en parameter för bestämning av utjämningsbidrag till ommuner och landsting. 3 I många fall torde avsiten insräna sig till att undvia effeten av ändringar av momsen, eftersom det i de här sammanhangen vanligtvis är beloppen exl. moms som sall regleras. Omfattningen av den här typen av tillämpningar torde vara liten jämfört med KPI. Allmänt an sägas att indexet används i brist på annat, och att dess nuvarande användning nappast an vara styrande för utformningen av prisförändringsmått som utgår från samman-sättningen av den privata onsumtionen. Med tane den brist på precision för sådan användning som ändå vidlåder ett på enbart onsumtionsvaror baserat index torde det i pratien inte innebära någon försämring att i stället använda ett onstantsatteindex. Inom användningsområdet eonomis analys har indexet haft ett visst genomslag. Det har doc alltmer ommit att sättas ifråga och har så småningom helt hamnat i suggan av onstantsatteindex. Följande båda fatorer torde förlara det minsade intresset för NPI: öad uppmärsamhet på den brist på relevans för eonomis analys, utformning och uppföljning av den eonomisa politien som vidlåder utformningen av det nuvarande ränteostnadsindexet i KPI. Denna brist blir än mer uppenbar i NPI, eftersom ränteostnaderna utgör en ännu större andel av den privata onsumtionen efter avdrag för indireta satter och tillägg för subventioner. tillomsten av de av Risbanen utformade måtten på under-liggande inflation och den framsjutna penningpolitisa roll som onstantsatteindexet UNDX givits, minsar efterfrågan på andra mått med liartad innebörd. Ett reformerat nettoprisindex, baserat på det nya onsumentprisindex som jag föreslagit, sulle behandla apitalostnaderna på ett väsentligt annorlunda och mer relevant sätt. Huruvida det finns utrymme för ett nettoprisindex vid sidan av det föreslagna onstantsatteindexet KSI beror på hur värdefull den ytterligare informationen är. I apitel 7 föreslogs att KSI ocså fortsättningsvis sall beränas genom att justera endast för förändringar av de satter som tas ut i sista ledet. De två säl som anfördes var dels att det i synnerhet för satter uttagna i tidigare led 3 SFS 995:645.

34 Kompletterande index SOU 999:24 är olart i vilen utsträcning övervältring ser på on-sumentpriserna och dels att ett index med satterensning endast i sista ledet an förväntas fungera bäst som utjämnande indiator på onsumentprisutveclingen. Ett nettoprisindex med mer långtgående sattejustering, som ocså omfattar satter uttagna i tidigare led sulle i så fall motiveras av ett explicit intresse för utveclingen av nettopriserna, inte för att mäta den underliggande inflationen i förhållande till KPI. Det finns emellertid inget säl till varför det intresset sulle vara begränsat till den onsumtionsvaruproducerande delen av näringslivet. Det finns enligt min uppfattning inte tillräcliga säl för fortsatt löpande (månadsvis) beräning av nettoprisindex för den onsumtionsvaruproducerande delen av näringslivet. 8.4 Konstantsatteindex Ett onstantsatteindex är ett näraliggande alternativ, om man vill belysa prisändringars inveran på hushållens ostnader för onsumtion, rensat från inveran från ändringar av indireta satter. I ett onstantsatteindex hålls sattesatserna för moms och andra indireta satter onstanta, lisom subventionssatserna för varuannutna subventioner. I motsats till nettoprisindex avser jämförelsen onsumentpriser inlusive indiret satt, men jämförelseperiodens priser justeras med hänsyn de direta effeterna av ändringar av indireta satter och subventioner, som inträffat sedan länens basperiod. Det onstantsatteindex, som nu löpande beränas av Statistisa centralbyrån och dess användbarhet i stabiliseringspolitisa sammanhang, har disuterats i apitel 7. I detta index frånränas endast de ändringar av satter och subventioner som görs i slutledet, d.v.s. vid försäljning till hushåll. Som framhölls i avsnitt 7.3 finns stara säl för en sådan avgränsning med tane på den osäerhet beträffande övervältring (incidens) som råder då det gäller besattning i tidigare led, t.ex. satter på företags användning av energivaror och arbetsraft. Det vitigaste användningsområdet för onstantsatteindex är otvivelatigt att utgöra ett omplement till onsumentprisindex som underlag för utformning och utvärdering av penning- och annan stabiliseringspoliti. Indexmått av typen KSI bör emellertid ocså unna vara ett livärdigt alternativ till nettoprisindex på flertalet områden där detta nu används som satterensat mått på prisut-veclingen.

SOU 999:24 Kompletterande index 35 8.5 Slutsatser Då det gäller behoven av ett löpande (månadsvis) beränat och publicerat mått på onsumentprisutveclingen an ett allmänt onsumentprisindex enligt min mening fylla de grundläggande rav, som an ställas med hänsyn till de tre inledningsvis i betänandet angivna användningsområdena, d.v.s.: för ompensationsändamål och som ett allmänt mått på utvec-lingen av hushållens levnadsostnader, för beräning och analys av hushållens realinomstutvecling, som allmänt mått på ronans inhemsa öpraft och som målvariabel för penningpolitien. När det gäller det sistnämnda användningsområdet har behovet av ompletterande index (mått på underliggande inflation) disuterats i apitel 7. Huvudslutsatsen där är att ett mått av typen KSI ett onstantsatteindex där förändringar av indireta satter och subventioner i slutledet frånränas bör publiceras löpande som underlag för penningpolitien. Ett sådant mått bör ocså unna ersätta nettoprisindex i flertalet av de nuvarande användningarna av detta index. Jag anser, bl.a. mot denna bagrund, att värdet av fortsatt löpande beräning av detta prisindex är start begränsat. För detta talar ocså de avgränsnings- och tolningsproblem beträffande nettoprisindex, som berörts i avsnitt 8.3. Något behov av att löpande beräna ett allmänt bruttoprisindex d.v.s. index med tillägg för diret satt och avdrag för direta inomstöverföringar till hushåll torde inte föreligga. De säl som redan i slutet av 940-talet anfördes mot användning av ett sådant index för löneuppräning eller justering av sociala förmåner (jfr. avsnitt 8.2) äger fortfarande giltighet. Det är ocså svårt att finna någon annan meningsfull användning av ett allmänt bruttoprisindex. Från principiella utgångspunter an väsentligt starare argument anföras för användning av ategoriprisindex, såväl vid prisompensation i socialförsäringssystemet som för realinomst- eller reallöneberäningar. Om onsumtionens sammansättning siljer sig raftigt mellan olia ategorier hushåll, an det hävdas att prisuppräning bör grundas på onsumtionsmönstret hos den atuella ategorin hushåll, exempelvis pensionärshushållen. Dessa ategorier är emellertid var för sig mycet heterogena vad gäller onsumtionens sammansättning. Det är ocså mycet svårt att fånga existerande sillnader mellan inomst- eller åldersgrupper av hushåll i prismätningar och hushållsbudgetdata med den detaljeringsgrad, som det är

36 Kompletterande index SOU 999:24 pratist möjligt att använda i löpande indexberäningar. Dessa sillnader får nämligen antas till stor del gälla fördelningen inom varugrupper t.ex. mellan olia varianter av varor inom grupperna livsmedel, läder eller onsumentapitalvaror. Bl.a. av dessa säl har inte heller manifesterats någon större efterfrågan på löpande beräningar och publicering av ategoriprisindex. Det finns således enligt min mening inte tillräcligt stara säl för att omplettera ett allmänt onsumentprisindex med löpande (månads-vis) beräningar av indexserier avseende silda ategorier av hushåll. Det an däremot mycet väl vara motiverat att från tid till annan genomföra mer detaljerade undersöningar av levnadsostnadernas förändringar för bestämda ategorier av hushåll, trots att sådana under-söningar troligen är mycet resursrävande.

SOU 999:24 37 9 Prodution och presentation av index Diretiven: Utredaren sall även föreslå eventuella ändringar i den roll och sammansättning som Nämnden för onsumentprisindex har. Utredaren sall även largöra om det finns behov av preciseringar t.ex. när det gäller framställningstid, spridningsformer, presentation och doumenta-tion. I detta sammanhang sall problematien när det gäller fastställande och revidering av KPI belysas. Det bör även fortsättningsvis vara den statistiansvariga myndighetens ansvar att anpassa produtionen och spridningen av den officiella statistien till rådande behov. Även när det gäller doumentation finns redan formulerade rav på de statistiansvariga myndigheterna. Jag anser därför inte att det finns säl att formulera särsilda rav när det gäller framställningstid och spridningsformer för onsumentprisindex. 9. Tolningen av grunderna för indexberäningarna I förordning (988:37) med instrution för Statistisa centralbyrån, föresrivs: Nämnderna för byggnadsindex och onsumentprisindex 4 Till centralbyrån är nutna en nämnd för byggnadsindex och en nämnd för onsumentprisindex. Senaste ändring SFS 997:295.

38 Prodution och presentation av index SOU 999:24 7 Nämnden för onsumentprisindex sall handlägga frågor om beräningar av onsumentprisindex och därvid avgöra frågor av principiell natur rörande tillämpningen av de grunder som gäller för indexberäningarna samt främja en utvecling av metoderna för beräningarna av onsumentprisindex. 8 Nämnden för onsumentprisindex består av en ordförande och sju andra ledamöter. Nämnden utser inom sig en vice ordförande. För varje ledamot finns en ersättare. 9 Nämnderna är beslutsföra när ordföranden och minst hälften av de andra ledamöterna är närvarande. 20 Ärenden i nämnderna avgörs efter föredragning. 2 Nämndernas beslut får inte överlagas. 24 Ordföranden och de andra ledamöterna i nämnderna förordnas av centralbyrån för högst tre år. I nämnden för onsumentprisindex förordnar doc regeringen en av de andra ledamöterna. Vad som nu har sagts om ledamöter gäller ocså deras ersättare. 26 Bland de sju ledamöter i Nämnden för onsumentprisindex som utses av centralbyrån förordnas en efter förslag av Risbanen och en efter förslag av Konjunturinstitutet. Av de övriga fem ledamöterna sall tre besitta sådan vetensaplig siclighet, att de sammantaget har ompetens inom ämnesområdena nationaleonomi och statisti. Vad som nu har sagts om ledamöter gäller ocså deras ersättare. Indexnämndens (nämnden för onsumentprisindex) roll framgår av 7 i instrutionen. Den innebär att det är nämnden som tolar vad Regeringen har beslutat som grunder för KPI och utifrån detta avgör

SOU 999:24 Prodution och presentation av index 39 frågor som rör de pratisa beräningarna. Nämnden har ocså en uppgift att främja metodutveclingen på området. Nämnden bör enligt min mening ha motsvarande uppgifter rörande det i apitel 7 föreslagna måttet på underliggande inflation. SCB tillhandahåller seretariat och utredningsresurser samt föredrar ärendena i nämnden. De ärenden som behandlas initieras vanligtvis av SCB, även om ensilda ledamöter ocså väcer frågor till behandling. Med SCB:s nya instrution fic nämnden en annan sammansättning fr.o.m. 988. Från att tidigare ha varit en partsammansatt nämnd, med företrädare för bl.a. arbetsmarnadens parter, om den nya nämnden att bli en expertnämnd med rav på representation av hög vetensaplig ompetens inom statisti och nationaleonomi. I nämnden har doc ocså vissa centrala indexanvändare som Risbanen och Konjunturinstitutet försärats representation, lisom Regeringen. Regeringens representation har genomgående sett genom Finansdepartementet. Indexnämndens arbete har fungerat väl, och nämnden har varit en betydande resurs när tolningen av de gällande grunderna har varit olar. Med hänsyn till indexets centrala roll och omplexiteten i de tolningsproblem som från tid till annan uppstår anser jag att versamheten i nämnden bör fortsätta i stort sett på samma sätt som hittills. Mot bagrund av onsumentprisindex framträdande roll som regulator i olia sammanhang är doc den nuvarande representationen från användningssidan väl ensidigt inritad på maroeonomisa tillämpningar. Jag föreslår därför att en nionde ledamot och en ersättare sall förordnas av SCB efter förslag från Socialstyrelsen och Risförsäringsveret. Jag föreslår vidare att nämnden sall vara beslutsför även i ordförandens frånvaro, förutsatt att vice ordföranden och minst fyra av de övriga ledamöterna är närvarande. Sammanfattningsvis bör SCB:s instrution ändras enligt följande: 7 Nämnden för onsumentprisindex sall handlägga frågor om beräningar av onsumentprisindex och onstantsatteindex och därvid avgöra frågor av principiell natur rörande tillämpningen av de grunder som gäller för indexberäningarna samt främja en utvecling av metoderna för beräningarna av indexen.

40 Prodution och presentation av index SOU 999:24 8 Nämnden för onsumentprisindex består av en ordförande och sju åtta andra ledamöter. Nämnden utser inom sig en vice ordförande. För varje ledamot finns en ersättare. 9 Nämnderna är beslutsföra när ordföranden och minst hälften av de andra ledamöterna är närvarande. I ordförandens frånvaro är nämnden för onsumentprisindex beslutsför när vice ordföranden och minst 4 av de andra ledamöterna är närvarande. 26 Bland de åtta ledamöter i Nämnden för onsumentprisindex som utses av centralbyrån förordnas en efter förslag av Risbanen, en efter förslag av Socialstyrelsen och Risförsäringsveret och en efter förslag av Konjunturinstitutet. Av de övriga fem ledamöterna sall tre besitta sådan vetensaplig siclighet, att de sammantaget har ompetens inom ämnesområdena nationaleonomi och statisti. Vad som nu har sagts om ledamöter gäller ocså deras ersättare. 9.2 Fastställande och presentation 9.2. Fastställande och eventuella justeringar Av Statistisa centralbyråns instrution framgår att man har till uppgift att fastställa onsumentprisindex. Det tal som fastställs är totalindextalet för varje månad angivet med en decimal, f.n. med basår 980=00. Det tal som fastställs för december är baserat på den s.. orttidslänen, inte den långtidslän som ocså beränas för december. Indextal före januari 993 fastställdes varje månad av Regeringen. I Regeringsbeslut 9, 993-02-, delegeras fastställandet till Statistisa centralbyrån. I delegeringsbeslutet förutsätts att KPI sedan det fastställts inte omprövas. Med tane på den rättsveran som KPI har som regulator för penningbelopp i flera olia sammanhang, är detta enligt min mening en väl motiverad regel. Det är naturligtvis speciellt att på det här sättet hindra revidering av statisti, även om den i efterhand an visas ha varit felatig. Man bör emellertid silja på KPI:s roll som officiell och väl änd regulator och dess mer allmänna prisstatistisa roll. För det första

SOU 999:24 Prodution och presentation av index 4 syftet fastställs ett tal utifrån det vid fastställandetidpunten tillgängliga underlaget. Övervägande säl talar för att fastställandet bör se i nära samband med offentliggörandet av beräningsutfallet. De vinster i form av öad tillförlitlighet som sulle unna vinnas genom att fördröja fastställandet är enligt min uppfattning mycet små jämfört med den olägenhet det sulle medföra i den pratisa användningen av index. Förutom avseende det fastställda totalindextalet bör doc inga generella insränningar göras vad gäller möjligheterna att justera tidigare offentliggjorda indextal eller andra statistisa storheter som baseras på indexberäningarna. Därvid an samma praxis i allt väsentligt tillämpas i KPI och i HIKP, som är ett reviderbart index. Eftersom ocså delindextal utnyttjas som regulator i avtalssammanhang innebär naturligtvis justeringar pratisa ompliationer. Jag utgår emellertid från att antalet justeringar är försvinnande litet. Det är väsentligt för KPI:s mer allmänna prisstatistisa roll, som analysunderlag och som underlag för deflatering etc., att den besrivning av prisutveclingen som lämnas inte tillåts vara grovt missvisande i de fall betydande fel sulle uppenbara sig, vare sig för vitiga delindex eller den genom-snittliga prisutveclingen för hela den privata onsumtionen. 9.2.2 Presentationssätt Förändringstal För närvarande beränas inte den redovisade inflationstaten genomsnittlig förändring av onsumentpriserna sedan motsvarande månad året innan som den relativa förändringen av de publicerade indextalen. Istället beränas ett tal som bortser från effeten på index av den mellanliggande s.. långtidslänen. Därigenom erhålles ett mått på den direta effeten av prisförändringar avseende en historis onsumtionssammansättning, snarare än ett mått på effeten av pris-förändringar avseende den atuella onsumtionssammansättningen. Sälet till att man på detta sätt velat eliminera effeterna av långtidsindexet torde ha varit att de effeter av onsumtionens försjutning som ommer till uttryc i förhållandet mellan långtidslänen och motsvarande orttidslän för december, avser sådant som inträffat under loppet av det senaste alenderåret och inte under loppet av de atuella tolvmånadersperioder som betratas under det påföljande året. Utfallet av långtidslänen an därmed hävdas inte vara helt relevant för de atuella tolvmånadersperioder som avslutas under det påföljande året. Möjligen an ocså den omständigheten ha spelat in, att dessa vitrevisionseffeter vid varje årssifte ersätts av dem som inträffat

42 Prodution och presentation av index SOU 999:24 under det just avslutade året. Det an i sig resultera i ett visst hopp i de redovisade inflationstalen. Ett säl som ocså sulle unna anföras för nuvarande praxis är att man erhåller ett tal som är mer jämförbart med andra länder, där man undantagslöst beränar index av Laspeyres-typ, dvs. index med mer eller mindre historisa viter. Nacdelarna med det nu tillämpade redovisningssättet är dels att det redovisade talet har en viss positiv bias, dvs. eftersom talet beränas som om indexet vore av Laspeyres-typ ommer det i genomsnitt att översatta levnadsostnadsutveclingen, och dels att det i pratien existerar två tal det redovisade utveclingstalet och den relativa förändringen av indextalen vilet innebär ris för förväxling. Med den indexonstrution som föreslagits i apitel 3 uppstår samma valsituation: att redovisa utveclingstal beränade diret utifrån indextalen eller att som nu beräna ett tal som bortser från effeten av den mellanliggande vitrevisionen. Övervägande säl talar doc för det förra alternativet, dvs. att nuvarande praxis ändras till förmån för utveclingstal beränade som den relativa förändringen av indextalen. Förutom de nacdelar som nämnts ovan med det nuvarande redo-visningssättet, an följande säl anföras för detta ställningstagande: Även om de effeter av onsumtionens försjutning som beatas vid beräningen av de atuella indextalen avser en tidigare period än den atuella, bör de unna uppfattas som en sattning av effeten på levnadsostnaderna av den onsumtionsförsjutning som äger rum under den atuella tolvmånadersperioden. Effeten på index av onsumtionens försjutning varierar visserligen från år till år, men vanligtvis an den förväntas vara i storlesordningen -0,2 0,0 procent och endast i undantagsfall positiv. Det betyder ungefär samma vitrevisionseffeter som med den nuvarande indexonstrutionen. Den förhållandevis stabila effeten av onsumtionens försjutning innebär att effeten av vitrevisionen på de redovisade förändringstalen an förväntas bli måttlig, vanligtvis i storlesordningen 0, procent uppåt eller nedåt. Med HIKP an internationella jämförelser inte längre vara något säl för att utforma KPI:s utveclingstal på ett visst sätt. Det föreslagna redovisningssättet innebär att det direta bidraget av prisförändringar på de i indexet ingående varugrupperna vanligtvis inte summerar exat till det totala förändringstalet. T.ex. när inflationstaten angivits till 2 procent anse bidragen till prisuppgången från de

SOU 999:24 Prodution och presentation av index 43 olia varugrupperna summerar till 2, procentenheter. Sillnaden -0, procent är effeten av vitrevisionen, som är densamma för alla inflationstal under loppet av ett alenderår. Nästa år anse effeten av vit-revisionen är -0,2 eller 0,0 procent. I rapporteringen är det lämpligt att vid sidan av en redovisning av olia varugruppers betydelse för index-förändringen ocså ange effeten av vitrevisionen, lisom att ange hur mycet inflationstalen påverats av att vitrevisionseffeten ett visst år siljer sig från effeten det föregående året. Vid jämförelser över ortare tid än en tolvmånadersperiod är det ibland inte rimligt att framställa förändringen av index som ett mått på prisutveclingen. Anledningen är att vitrevisionseffeten, som ju speglar effeten av onsumtionens försjutning mellan två år, då lätt an dominera över de förändringar som sett under den betydligt ortare tidsperiod som den atuella jämförelsen avser. I synnerhet när det gäller prisutveclingen från december till januari bör effeten av vitrevisionen regelmässigt ränas bort i rapporteringen om pris-utveclingen. Därmed blir månadsförändringen i januari jämförbar med de övriga månaderna. Metodbyten och orrigeringar Nuvarande praxis är att orrigeringar för fel i tidigare beränade länar an göras i den nya långtidslänen. I den atuella orttidslänen görs bara orrigeringar för fel som avser den atuella länen, t.ex. fel i prismaterialet avseende basmånaden. Redan publicerade tal justeras doc inte. Metodbyten implementeras normalt inte fr.o.m. en långtids-län, eftersom det an uppfattas som manipulativt att så att säga förändra beräningsmetoden i efterhand. Det normala är därför att metodbyten ser fr.o.m. en ny orttidslän. I undantagsfall har metodbyten sett under loppet av en orttidslän, men då endast om den metod som tillämpats har bedömts vara uppenbart felatig. Med den nu föreslagna indexonstrutionen sulle motsvarande praxis innebära att orrigeringar för fel infördes i närmaste nya år-tillår-län och i närmast påföljande månadsindex endast om felet avser den atuella år-till-månad-länen. Metodbyten sulle vanligtvis implementeras fr.o.m. en ny år-till-månad-län. Ovan besrivna praxis tillom mot bagrund av ett närmast regelmässigt behov att i efterhand omplettera det ursprungligen utnyttjade prismaterialet. För att undvia svårigheter med att tola indexets ortsitiga utvecling föredrog man en lösning som innebar att alla sådana ompletteringar sulle se vid beräningen av långtidsindexet. Man ansåg vidare att man med detta förfarande undve att ortsitiga

44 Prodution och presentation av index SOU 999:24 indexlausuler i löneavtal, leveransontrat etc. sulle påveras av för avtalsperioden ovidommande justeringar. Dessa säl äger inte samma giltighet idag. Dels föreligger nappast något behov att i efterhand omplettera prismaterialet, och dels synes det andra argumentet, med en mindre omformulering, lia väl unna anföras som säl för att så snart som möjligt orrigera för fel som uppstått även i tidigare beränade länar, eftersom flera betydande tillämpningar avser just indexering över längre tidsperioder. Jag föreslår därför en ändring av nuvarande praxis så att fel orrigeras redan i påföljande månadsindex eller som snart som möjligt, även om felet avser en tidigare beränad indexlän och även om en orrigering av felet räver ett byte av metod. Jag utgår doc från att behovet av sådana orrigeringer sall vara mycet litet. Konsevensen för redovisade förändringstal bör i föreommande fall redovisas tydligt. Metodbyten bör, lisom nu, under normala förhållanden göras fr.o.m. en ny år-till-månad-län. En onsevens av förslaget är att effeten på indextalen av en ny år-till-år-län begränsas till de vit-revisionseffeter som disuterats ovan. När det gäller orrigeringar som berör redan publicerade indextal och förändringstal bör följande presentationssätt tillämpas: Vad gäller månadstalet för totalindexet är det alltid det fastställda indextalet som anges i publiationer, på hemsidor, i allmänna databaser etc. I den mån orrigeringar gjorts på grund av felatigheter som, om totalindexet hade unnat omprövas, ocså sulle ha påverat detta, sall det för all framtid framgå av redovisningen. Redovisningen sall innehålla uppgifter om, eller hänvisningar till uppgifter om, effeten av fel. Uppgifter om orrigerade total-indextal sall unna lämnas, lämpligen med fler än en decimal. Det sall doc tydligt anges att sådana indextal inte ersätter de fastställda indextalen. Förändringstal avseende månadstalet för totalindex bör vara baserade på orrigerade indextal. I redovisningen bör doc framgå att talen i de atuella fallen inte överensstämmer med de fastställda indextalen. Redovisningen bör vidare innehålla uppgifter om eller en hänvisning till uppgifter om fastställda indextal eller förändrings-tal baserade på dessa. När det gäller andra indextal än de fastställda månadstalen för totalindex, dvs. reviderbara index, lisom förändringstal baserade på dessa, bör SCB utarbeta en lämplig praxis.

SOU 999:24 Prodution och presentation av index 45 Den första punten ovan sall inte hindra att produtionsdatabaser och databaser som är primärt för forsningsändamål i sin helhet sall unna utgöras av orrigerade data. 9.3 Resursfrågor De ostnadsmässiga onsevenserna av de av utredningen förslagna metodändringarna är små. I olia delar av betänandet disuteras ocså mer allmänt åtgärder och fatorer som an ha betydelse för indexets tillförlitlighet. Åtgärder som sulle unna motiveras genom detta förutsätts ingå som en del av SCB:s löpande översyns- och förbättringsarbete, och får därför vägas mot andra behov som atualiseras på annat sätt. De ostnadsmässiga onsevenser som följer av sådana åtgärder disuteras därför inte här. Nedan följer inledningsvis en allmän disussion rörande förutsättningarna för att bibehålla tillförlitliga indexberäningar i en miljö som präglas av en öande mångfald. Därefter görs en genomgång av de ostnadsmässiga onsevenserna av förslagen. Det start öande sortimentet av varor och tjänster, lisom det större antalet distributionsanaler, an göra det mycet betungande för den personal, som primärt arbetar med den löpande produtionen av prisstatisti, att ocså ha en god insit om förhållandena och tendenserna på alla de marnader där onsumentvaror och -tjänster saluförs, och som är föremål för, eller är potentiellt intressanta för, prismätning. Problemen torde vara liartade inom andra delar av den eonomisa statistien, och det är därför väsentligt att sådana unsaper som inhämtas och utnyttjas för en statistigren an nyttig-göras ocså av andra delar av organisationen. I inledningen till apitel 8 gavs en del exempel som inneburit att uppgiften att mäta prisförändringarna omplicerats avsevärt. För varor och tjänster där det tidigare var tillräcligt att notera ett eller ett fåtal priser an det nu rävas omfattande, vetensapligt utformade och omplicerade undersöningar för att samma tillförlitlighet i total-indexet sall unna vidmathållas. Avregleringen av vitiga marnader t.ex. el och teletjänster är exempel på detta. Det finns alltså en uppenbar ris för att prisstatistien vid oförändrade resurser tenderar att försämras. De här besrivna tendenserna medför att det blir allt svårare att med oförändrad resursinsats bibehålla onsumentprisstatistiens valitet. Det är således en vitig uppgift för SCB att vara uppmärsam på i vad mån som en öande omplexitet totalt sett urholar möjligheterna att producera statisti av hög valitet, lisom på möjligheterna att effetivisera produtionen.

46 Prodution och presentation av index SOU 999:24 Indexonstrutionen Förslaget innebär en indexonstrution som påminner mycet om dagens. Som framhållits tidigare i an denna aratäriseras som ett ambitiöst försö att approximera ett sant levnadsostandsindex. Det svensa indexet är i detta avseende unit, och det innebär naturligtvis en viss merostnad jämfört med mindre ambitiösa alternativ. De anslagsmedel som tas i ansprå för KPI-versamheten, inl. mer-ostnaderna för att beräna NPI och HIKP, uppgår idag till ca. 2,5 milj. ronor per år. Med utredningens förslag, bör de löpande ostnaderna inte bli nämnvärt högre. Ett genomförande av utredningens förslag räver doc en förändring av det nuvarande produtionssystemet, vilet an förväntas under ett par års tid medföra merostnader motsvarande i storlesordningen en eller två årspersoner därutöver. Förslaget till ny indexonstrution ger även möjligheter till successiva förbättringar av index, t.ex. att alltmer beata fördelningen under året av onsumtionen. Sådana förbättringar bidrar, i den mån de genomförs, till att öa ostnaderna ytterligare. Boendeostnaderna i egnahem Förslaget innebär att nuvarande index avseende ränteostnader och avsrivningar upphör samt att posten reparationer och underhåll får minsad betydelse. Istället tillommer ett index för apitalostnader som utnyttjar samma underlag som redan befintlig fastighetspris-statisti. Nettoeffeten för de löpande ostnaderna torde vara mycet blygsam men snarare i sänande ritning än i öande. Även här tillommer engångsostnader, men av väsentligt mindre omfattning än de som är en följd av ändringarna av indexonstrutionen.

SOU 999:24 Prodution och presentation av index 47 Omsorgstjänster Avgifter för barnomsorg införs i HIKP fr.o.m. år 2000. I apitel 5 föreslås att detta område även sall ingå i KPI. SCB:s merostnader för prismätningen på ifrågavarande tjänster är således ingen följd av förslagen här. Konstantsatteindex, nettoprisindex Ett onstantsatteindex (KSI) föreslås beränas som ett officiellt allmänt mått på underliggande inflation i onsumentledet. KSI förutses ocså i många fall unna ersätta nettoprisindex (NPI) i dess roll som sattejusterad index. Den senare indexen föreslås därför upphöra. Nettoeffeten av dess båda förslag bedöms vara närmast försumbar, men bidrar snarare till att minsa de totala ostnaderna än att öa dem.

SOU 999:24 49 Särsilt yttrande av Bengt Assarsson, ledamot i Nämnden för onsumentprisindex Inledning När det stod lart att en utredning om KPI sulle göras ansåg jag att det ställdes gansa stora rav på utredarna, eftersom flera av de äldre utredningar som finns på området är något av mönsterexempel på god utredningsvalitet. Den senaste stora utredningen gjordes år 958 och därför såg jag det som vitigt att den nya utredningen fic så pass stora resurser att man sulle unna fullfölja de gamla traditionerna på just detta område. Det var därför en besvielse när det framgic att en enmansutredare biträdd av en sereterare och en onsult, förvisso mycet ompetenta, sulle genomföra hela det digra utredningsarbete som diretiven förutsicade. På ett tidigt stadium påpeade jag och några andra ledamöter att utredningsresurserna var otillräcliga i förhållande till uppdraget. Det är därför inte särsilt underligt att utredningen på några avgörande punter uppvisar brister i analysen som leder fram till slutsatser som sulle unna innebära att användbarheten av KPI i olia sammanhang försämras. Jag sa i detta särsilda yttrande ta upp de två vitigaste punter där jag har en siljatig mening. Det gäller behandlingen av egna hem, som är en gansa stor post i KPI med en vit på nappt 20 procent, och det gäller behandlingen av index som underlag för penningpolitien. Allmänna synpunter Jag har uppfattat utredningens uppdrag som i huvudsa att analysera de teoretisa och pratisa grunderna för att onstruera ett KPI och att syftet med index i princip sulle vara detsamma som tidigare. Tidigt fastslog ocså utredningen att KPI sa vara ett ompensationsindex och att teorin för levnadsostnadsindex därför är en lämplig utgångspunt, med det s sanna levnadsostnadsindex som en jämförelsenorm. Med detta som utgångspunt går det oftast att fastställa hur index bör onstrueras, men man ställs ocså alltför ofta inför pratisa

50 Särsilda yttranden SOU 999:24 problem som räver en lösning ibland långt från det teoretisa idealet. Min allmänna inställning i dessa frågor är att man bör vara trogen den allmänna onstrutionen, dvs se till att KPI förblir ett ompensationsindex, och att pratisa överväganden, så långt det är möjligt, görs både med hänsyn till den pratisa användningen av index och med hänsyn till det teoretisa idealet. På de två punter jag här anmäler en avviande uppfattning brister utredningen i dessa avseenden. När det gäller egnahemsindex har man från början den rätta teoretisa utgångspunten men gör sedan en pratis avvägning som ger sådana onsevenser att KPI mister egensapen att vara ett ompensationsindex. När det gäller behandlingen av index som underlag för penningpolitien är det inte de pratisa ompromisserna som är det största problemet utan att resonemangen sanar en teoretis grund och är mer eller mindre godtycliga. Det är en mycet stor disrepans mellan den teoretisa stringens som präglar utredningen när det gäller allmänna indexfrågor och den brist på teoretist fundament som präglar bedömningen av olia index för stabiliseringspolitisa ändamål. Det går helt enelt inte att med utredningens utgångspunter bedöma vad som är ett bra eller dåligt index som underlag för penningpolitien. Varatiga varor speciellt egna hem Redan från början vill jag betona att jag är enig med utredningen om den principiella uppläggningen men inte de pratisa övervägandena, när det gäller behandling av varatiga varor, speciellt egna hem. Beräningen av egnahemsindex baseras på en hyresevivalent- eller om man så vill ostnadsansats, vilet är ritigt när det gäller ett ompensationsindex, som ju KPI bör vara. Kostnaden för egna hem i en period t är t t t et c = p ( r π + d) i i i där c i är ostnaden för egna hem, p i är priset på egna hem, r är den et et pi nominella räntan, π i = är den förväntade framtida förändringen et p i

SOU 999:24 Särsilda yttranden 5 av fastighetspriserna och d är den onstanta deprecieringstaten. Här bortser jag för enelhetens sull från eventuella satter och subventioner. Egnahemsindex blir då PE = t t et pi ( r π i + d) 0 0 e0 p ( r π + d) i i som ommer att bero på P P t i 0 i = fastighetsprisutveclingen mellan period 0 och t, förändringen i den nominella räntan samt förändringen i den förväntade apitalvinsten. Utredningens förslag är att den s bostadsrealräntan r t et π i sa antas vara onstant. Det motiveras med att valet av bostad är ett långsitigt beslut. Förslaget innebär att egna-hemsindex i huvudsa ommer att bestämmas av fastighetspris-förändringar. En onsevens av detta är att om KPI läggs till grund för ompensation och om fastighetspriserna faller mycet några år ommer fastighetsägarna förutom att göra stora apitalförluster dessutom att få en lägre ompensation via prisindex. Detta sulle fatist bli fallet bl a för pensionärshushåll med egna hem. Detta strider givetvis mot själva målsättningen med KPI, att mäta den ompensation som är nödvändig för att hushållet efter inträffade prisändringar sa ha samma nytta som före prisändringarna. Utredningens resonemang om långsitighet är här helt missritat, eftersom KPI avser att mäta ortsitiga prisförändringar 2 och ange den Alternativt an man räna med en real alyl som då blir t et P t i ~c P r π t et i d i = t π et +, där P är den allmänna prisnivån och π π et är inflationstaten. Här ser vi ocså att utredningens antagande (när det gäller att beräna vägningstal) om att fastighetsprisutveclingen är densamma som den allmänna prisutveclingen leder till ett orimligt resultat. Då bestäms nämligen den reala ostnaden enbart av den förväntade realräntan samt deprecieringen och är oberoende av fastighetsprisernas utvecling. 2 Här synes ett citat från Keynes vara ovanligt välmotiverat: "But this long run is a misleading guide to current affairs. In the long run we are all dead. Economists set themselves too easy, too useless a tas if in tempestuous seasons they can only tell us when the storm is long past, the ocean is flat again." J.M. Keynes, A Tract on Monetary Reform, 923, s 65.

52 Särsilda yttranden SOU 999:24 ompensation som behövs p g a prisförändringar som inträffat under loppet av ett år. De apitalvinster eller förluster som uppstår representerar en under perioden uppommen förändring i onsumenternas onsumtionsmöjligheter och bör enligt syftet med KPI beatas när man beränar den ompensation som är nödvändig. Att en vinst så småningom an omma att ompenseras av en förlust är i det här sammanhanget irrelevant. Värdet av de öade onsumtionsmöjligheter som uppstår p g a apitalvinster sulle man unna reducera något genom att beata att de i viss mån är illivida. Resonemanget om långsitighet står ocså i star ontrast till utredningens motsvarande resonemang när det gäller säsongsvarierande priser. Här säger man att Uppgiften för KPI är således att mäta den fatisa prisutveclingen, inte att vara ett säsongrensat mått i vanlig bemärelse., vilet här innebär att man anser att säsongsvariationer mellan olia månader bör slå igenom i KPI. PE är delindextalet för egna hem som, orrigerat för satter, vägs in i KPI med ett vägningstal. Vägningstalet föreslås beränas som prisbasperiodens apitalostnad för vitperiodens volym. Här bör man, enligt utredningen, alltså räna med den s bostadsrealräntan och deprecieringstaten. Enligt utredningens förslag sa man räna med den nominella 5-årsräntan minus den förväntade allmänna inflationen 3. Man föreslår vidare att den nominella räntan sa bestämmas som räntan på bostadsobligationer öad med den s.. räntedifferensen på representativa bostadslån. Konsevensen av detta är enligt min uppfattning att vägningstal och delindextal behandlas inonsevent. Jag ser inga rimliga säl till att göra på detta sätt. Även i övrigt finns bristfälliga resonemang när det gäller synen på egnahemsägarnas apitalvinster. Så påstås t ex Att hushållet genom värdestegringen får en öad nominell förmögenhet har emellertid ingen entydig betydelse för behovet av ompensation. Endast om huspriserna stiger i en annan tat än den allmänna prisnivån sulle det få några onsevenser: att egnahemsägarnas samlade reala resurser öar då relativpriset på fastigheter stiger och att deras reala resurser minsar då relativpriset på fastigheter minsar. Detta gäller ju bara för hushåll som inte belånat fastigheten. För hushåll som belånat fastigheten ger även en nominell fastighetsprisöning en real vinst i form av öade onsumtionsmöjligheter. 3 Historist har småhuspriserna i Sverige stigit snabbare än onsumentpriserna. Mellan 975 och 999 steg småhuspriserna med i genomsnitt ca en procent-enhet mer per år än onsumentpriserna.

SOU 999:24 Särsilda yttranden 53 Om man, som enligt mitt förslag, väljer att beräna PE som ovan med varierande s bostadsrealränta varstår problemet med att beräna den förväntade framtida fastighetsprisutveclingen. I pratien finns inte sådana data för den föreslagna tidshorisonten 5 år. Jag har simulerat fram PE och KPI med den historisa fastighetspris-utveclingen och med alternativa antaganden om förväntningarna (fatist observerade inflationsförväntningar ett år framåt respetive eonometrist genererade förväntningar). Dessa simuleringar visar att variansen i KPI och PE sulle öa dramatist. Det är troligt att denna öade varians sulle bli betydligt mindre om man hade data över egnahemsägarnas mer långsitiga förväntningar om framtida fastighets-priser, som troligen är mycet mindre volatila än de ortsitiga för-väntningarna. Vad man än fastnar för här bör doc såväl nominella förändringar i räntan samt förväntad fastighetsprisförändring slå igenom i index. Sammanfattningsvis vill jag påpea att det finns flera pratisa svårigheter med att beräna apitalostnader för varatiga varor, som t ex att välja en relevant ränta (ort eller lång) och att beräna förväntad prisstegring. Dessa problem sulle ha unnat lösas om det funnits väl fungerande hyresmarnader, varvid man unde använt hyrorna som approximation på apitalostnaderna för de som äger sina fastigheter. För flera i KPI ingående varatiga varor finns sådana hyresmarnader, t ex för bilar, motorcylar, hushållsmasiner, m m. I stället för att beräna prisindex med utgångspunt från inöpspriserna anser jag att det sulle unna vara en fördel att beräna index med utgångspunt från hyror. Om hyresmarnaderna ännetecnas av fri onurrens ommer detta att ge beräningar som är onsistenta med index för egna hem. Penningpolitiens målvariabel mått på underliggande inflation När det gäller utredningen om index som underlag för stabiliseringspolitien sägs i diretiven till utredningen att: Utredaren sall ocså belysa behovet av prisindex för olia ändamål, analysera hur index allmänt bör vara utformade för olia ändamål samt bedöma i vilen utsträcning befintliga index (HIKP, KPI, nettoprisindex) tillgodoser dessa behov. Behov av att mäta den underliggande inflationen bör behandlas i detta sammanhang. Jag tolade dessa diretiv som förhållandevis ambitiösa och före-slog därför redan i utredningens början att man sulle tillsätta en expert som utredde detta i ett penningpolitist perspetiv, dels för att unna pea på hur ett sådant index borde onstrueras, dels för att unna utvärdera existerande index. Detta gjordes aldrig. Utredningens analys inom detta

54 Särsilda yttranden SOU 999:24 område är enligt min mening alltför bristfällig för att unna tjäna som underlag för val av målvariabel inom penningpolitien. Ett penningpolitist perspetiv Syftet med stabiliseringspolitien är att försöa minsa variansen i inflationen samt BNP (eller arbetslösheten) ring önsvärda nivåer. De sammanvägda samhällseonomisa ostnaderna för att avvia från målen avseende inflation och BNP beror på hur man värderar dessa ostnader. I pratien har man bara en vag uppfattning om vila dessa ostnader är och i ännu högre grad hur stora de är. När det gäller ostnader för alltför hög inflation bruar det ofta framhållas att ostnaderna mer bestäms av inflationens variation än av dess nivå. Det anses bero på att en varierande inflation försämrar prissystemets signalfuntion, t ex att de eonomisa atörerna får svårare att silja relativa från absoluta prisändringar. Att man ändå har inflationens nivå som målvariabel beror på att inflationens nivå är positivt orrelerad med inflationens variation 4. Hur som helst verar det vara ett rimligt rav på en operationellt fungerande målvariabel att den sa vara orrelerad med den slutliga målvariabeln. I och med att man betonar ostnaderna för prissystemets bristande signaler under varierande (hög) inflation borde det ocså vara vitigt att inludera så många priser som möjligt, dvs att ha ett brett prisindex. KPI är, som många har onstaterat 5, ett delindex där många priser utelämnats. Faran med att i ett penningpolitist sammanhang använda ett delindex är att man blandar ihop relativa med absoluta pris-ändringar, dvs att Risbanen reagerar på en real förändring som marnaderna bör hantera 6. Detta är ett område som jag tycer att utredningen borde ha analyserat. Målvariabeln an således vara diret och då tillsammans med mål för BNP ingå i den stabiliseringspolitisa målfuntionen. Den an ocså vara indiret och användas som ett operationellt mål i penning-politien. 4 Detta är doc inte helt entydigt i den empirisa litteraturen, se t ex R.F. Engle, "Estimates of the Variance of U.S. Inflation Based on the ARCH Model", Journal of Money, Credit, and Baning, vol 5, 983, s. 286-30. 5 Se t ex R.A. Polla, The Theory of the Cost-of-Living-Index, New Yor: Oxford University Press, 989. KPI är ett delindex, eftersom det bara omfattar priser på privat onsumtion av varor och tjänster. 6 Antag att index i extremfallet består av en enda vara, säg potatis. Det är inte rimligt att räntan sa stiga p g a ett stigande potatispris, om andra priser är onstanta eller stiger mindre. Ju fler priser som undantas i index, desto större ris för denna typ av misstag.

SOU 999:24 Särsilda yttranden 55 Risbanen använder vidare ett instrument, idag reporäntan, i syfte att påvera det slutliga målet. Räntan an reagera främst på förändringar i den indireta målvariabeln. Effeten av förändringar i reporäntan påveras av olia trögheter i eonomin, främst i pris- och lönebildningen, så att maximal effet uppnås först efter en viss tid, den s transmissionsmeanismen. En operationellt effetiv indiret målvariabel bör därför ta hänsyn inte bara till orrelationen med den slutliga målvariabeln utan ocså till den tidsfördröjning med vilen instrumentet verar. Därför an den indireta målvariabeln bestå av en prognos på den framtida inflationstat som instrumentet effetivt an påvera. Det har ocså framhållits att valet av målvariabel bör göras så att utvärdering av penningpolitien underlättas. Detta an tolas så att det bör vara en tydlig orrespondens mellan den indireta och den slutliga målvariabeln och att utvärderingen gynnas av om man an använda den slutliga målvariabeln operationellt. Grovt sammanfattat an man ursilja tre riterier för penningpolitiens målvariabel som en analys enligt ovanstående ritlinjer sulle unna pea på: a) bredden på index b) en indiret målvariabel bör vara orrelerad med den slutliga målvariabeln c) index bör vara orrelerat med det penningpolitien an påvera, dvs prognoser på framtida inflation Ett tänbart upplägg sulle då varit att bedöma t ex KPI med utgångspunt från bredd, orrelationen med KPIs variation och om KPI utgör en bra prognos på framtida KPI. Därutöver an det naturligtvis finnas många andra aspeter att lägga på målvariabeln och det an t ex finnas goda säl att undanta vissa priser (orta räntor är ett uppenbart exempel) från index. Min huvudpoäng är här doc att utredningen borde unnat göra betydligt mer inom detta område om man från början satsat mera resurser 7. Utredningens analys Utredningen begränsar sina bedömningar till att gälla existerande, eller tidigare föreslagna, index, nämligen KPI, av utredningen föreslagen ny KPI, HIKP samt ett mått på underliggande inflation, UNDX, som 7 Utredningen borde då ocså ha gått igenom den gansa omfattande litteratur om "core inflation" som nu finns.

56 Särsilda yttranden SOU 999:24 rensar bort ränte- och satteförändringar. För att bedöma dessa används tre riterier: indexets utvecling på medellång sit (t ex ränat över en femårsperiod) sa inte systematist avvia från målvariabelns indexet sa uppvisa mindre variationer än målvariabeln sett i ett tidsperspetiv på ett à två år tillfälliga förändringar orsaade av utbudsstörningar bör rensas bort ur målvariabeln, såvida denna inte ompletteras med ett mått på underliggande inflation Utredningen finner att inga av de existerande indextalen uppfyller samtliga riterier men att UNDX framstår som ett bra och ompletterande mått till antingen KPI eller HIKP och att det föreslagna nya KPI sulle fungera bättre som målvariabel än det nuvarande KPI. Man an här onstatera att det enligt de uppställda riterierna, förutsatt att penningpolitien är trovärdig, finns ett index som sulle lara samtliga riterier; nämligen ett indextal som varje år öar med två procent. Det avvier inte alls från målvariabeln förutsatt att penningpolitien är trovärdig, varierar inte alls och är inte utsatt för några tillfälliga variationer orsaade av utbudsstörningar. Flera av de synpunter som utredningen har förefaller vederhäftiga. Genom att inte sätta in analysen i ett penningpolitist sammanhang missar doc utredningen flera av de vitigaste aspeterna. Disussionen om vila variabler som an rensas ur KPI eller andra mått hade t ex behövt ompletteras med vila problem som an uppstå när man använder ett delindex som målvariabel, dvs precis det omvända: Vila priser sulle man behöva omplettera KPI eller andra index med? Utredningen drar i alla fall slutsatsen att det föreslagna nya KPI passar bättre som målvariabel för penningpolitien än det nuvarande KPI. Det ligger nära till hands att tro att utredningen här velat slå två flugor i en smäll, dvs ändra ett ompensationsindex så att det passar även för penningpolitien. Dessvärre blir resultatet otillfredsställande eftersom KPI är en ompensationsindex för den privata onsumtionen medan raven på en målvariabel för penningpolitien är helt annorlunda.

SOU 999:24 57 Särsilt yttrande av N. Anders Klevmaren, ledamot och vice ordförande i Nämnden för onsumentprisindex. Utgångspunter Bagrunden till att en ny KPI-utredning tillsattes var att ett nytt europeist index HIKP tillommit inom EU, att Risbanens förändrade ställning och penningpolitiens nya inritning rävde speciella prisindex, att det fanns ett antal olösta principiella och tenisa problem i beräningen av KPI. Mot denna bagrund har det varit utredningens uppgift att artlägga behovet av prisindex för olia ändamål, att bedöma om befintliga index tillgodoser dem, och föreslå förändringar. En atuell frågeställning är således om HIKP helt an ersätta KPI. Utredningen redovisar olia användningsområden för en onsumentprisindex: ) Kompensationsändamål (t ex indexering av bidrag), 2) Beräning av realvärde mått (t ex reallöner) och 3) Stabiliseringpolitisa användningar (t ex som mål för Risbanens penningpoliti). Utan att redovisa några nya fata om hur det nuvarande KPI användes gör utredningen bedömningen att användningen av KPI för ompensationsändamål (och realvärde-beräning) är den centrala användningen. Utredningen har doc inte själv dragit onsevenserna av detta, utan den har försöt onstruera ett nytt index som sa tillgodose alla huvudanvändningar. Resultatet har blivit ett index som inte är lämpligt för något av de angivna ändmålen, och i synnerhet inte för ompensationsändamål. Enligt min mening är det nödvändigt att ha ett index av KPItyp för ompensationsändamål och realvärdeberäningar, och en eller flera andra indexar för stabiliseringspolitisa ändamål. Beroende bl.a. på hur bostadsposten i framtiden ommer att utformas i HIKP sulle detta index eventuellt unna tillgodose det senare syftet.

58 Särsilda yttranden SOU 999:24 Teoretis grund Teorin för ompensationsindex bygger på den s lassisa valhandlingsteorin enligt vilen onsumenten så långt inomsten tillåter väljer varor och tjänster till givna priser så att välfärden maximeras. Inom ramen för denna modell svarar en ompensationsindex på frågan hur mycet inomsten måste öa för att ompensera en prisöning så att onsumentens välfärd är oförändrad. Man an ocså onstruera index som svarar på frågan om vilen ompensation som behövs om vissa priser öar, oavsett vad som händer med andra priser. Vila prisförändringar som man sa låta slå igenom i index beror på syftet. Utredningen försöer bortse från denna fundamentala egensap hos en ompensationsindex genom en förment objetivitet: Beräningsgrunderna påveras alltså inte av politisa värderingar t ex av vad som anses önsvärt att de politisa välfärdssystemen ompenserar för. I själva veret ommer man alltid genom definitionen av varuorgen, representantvarorna och viterna att ta ställning. En ompensationsindex an aldrig vara objetiv i bemärelsen helt fri från värderingar. Det är doc givetvis så, som utredningen påpear, att ett prisindex av KPI-typ inte i varje situation an ange vilen ompensation som behövs. Däremot finns det ett antal vitiga normala användningar av index, och det är rimligt att index utformas så att det är användbart för dessa. Att detta inte är fallet med det nya index utredningen föreslår ommer jag att illustrera nedan. Den lassisa valhandlingsteorin an ritiseras därför att den i flera olia avseenden är en orealistis modell av hur onsumenterna beter sig. I sin enlaste form är den statis och beatar inte föreomsten av varatiga varor, sparande, satter och andra institutionella förhållanden som påverar onsumenternas beteende. Teorin för ompensations-index har i allmänhet tillämpats på den enla statisa modellen, men an i princip ocså tillämpas på mer realistisa modeller för onsumentbeteende. Svårigheten består i att utforma en realistis och allmänt accepterad modell. Utredningen har gått runt denna svårighet genom att omdefiniera syftet med indexet. Man säger att index sa mäta förändringar i hushållens ostnader för en given onsumtionsstandard. Detta är inte ontroversiellt för vanliga ice varatiga varor, men blir ritist när man definierar ostnader för varatiga varor, såsom egna hem, och för offentliga tjänster med inomstberoende taxor. Jag an inte finna att de definitioner man valt svarar mot något annat syfte än det självuppfyllande att ange hur mycet ostnaden, såsom man definierat den, förändras.

SOU 999:24 Särsilda yttranden 59 Delindex för egna hem I delindex för bostadstjänster har man definierat apitalostnaden som ränteostnaden för långsitiga lån (5 år) ränat på hela fastighetens värde, minus långsitig värdestegring på fastigheten och förslitning. Vidare antar man att sillnaden mellan ränta och relativ värdestegring är onstant och att förslitningen ser till en onstant procentsats. Resultatet blir att apitalostnaden i index enbart ommer att bestämmas av fastighetspriserna. Ju riare egnahemsägarna blir desto större ompensation sa vi ge pensionärer, socialbidragstagare och barnfamiljer, av vila många är just egnahemsägare, och desto mer ommer de anställdas representanter att begära i ompensation i löne-förhandlingarna! Utredningens motiv för att enbart beata ränta på mycet lång upplåning och onsumenternas förväntningar om fastighetsprisernas långsitiga utvecling är att dessa förhållanden antas vara avgörande för valet mellan olia boendeformer. Teoretist an ett sådan beteende förefalla rimligt, men något empirist belägg för att det inte sulle vara mer ortsitiga flutuationer som påverar onsumenterna har vi inte. Utredningen bortser ocså från att ortsitiga flutuationer i räntan påverar avvägningen mellan bostadsonsumtion och annan onsumtion. Då de flesta egnahemsägare behåller sina hus trots att räntan går upp, ommer en ränteändring att få samma effet som en inomständring, dvs vid en räntehöjning blir man tvungen att dra ner på annan onsumtion än bostadsonsumtion. En räntehöjning medför således en standardsänning för egnahemsägare. Det är obegripligt varför utredningen inte anser att ompensation sa ges för detta genom att låta ränteändringar slå igenom på index. På ort sit finns ingen parallell följsamhet mellan ränta och förändring i huspriser utan orrelationen mellan dessa variabler är negativ. När räntan sjuner stiger huspriserna. Utredningens förslag sulle därför ha medfört en gansa stor ändring av inflationen om det genomförts för några år sedan. Minsningen av inflationstaten till följd av räntesänningarna hade inte slagit igenom på KPI, medan den uppgång i fastighetspriserna som vi sedan någon tid an se sannolit bidragit till att öa inflationen. Tyvärr har utredningen inte bidragit med några historisa alternativalyler med vars hjälp man sulle unna se hur stora effeterna sulle blivit på KPI. Utredningen föreslår att man sa räna ränteostnaden både på den egna insatsen och på det lånade apitalet. Motivet är att det finns en s alternativostnad för att satsa egna pengar i ett eget hem. Men tillsriver man egnahemsägaren en ostnad för det egna apitalet borde man rimligen även ge denne en lia stor intät, varvid hela ostnaden för den egna insatsen nettas ut ur alylen. Annorlunda uttryct, en

60 Särsilda yttranden SOU 999:24 ränteändring påverar inte onsumtionsstandarden för den som betalat hela sitt hus med egna medel utan att låna. Den tillsrivna ränteostnaden för det egna apitalet bör därför inte påvera index, varen via prisrelativen eller via viterna. Kapitalostnaden föreslås beränas efter avdrag med apitalvinsten, dvs fastigheternas värdeöning. Jag delar utredningens bedömning att detta an vara rimligt, med hänsyn till ompensationsändamålet, men jag vill samtidigt framhålla att detta inte är någon självlarhet eller objetiv egensap hos ett index. Det är i stället ett exempel på att utredningen gjort bedömningen att det är rimligt att enbart ge ompensation för förändringen i nettoostnad, eller som utredningen uttrycer det, förändringen i realränta. Normalt beatas inte förändringar i tillgångspriser vid beräningen av ett onsument-prisindex. Egnahemspriserna utgör härvidlag ett undantag. Däremot borde man i så fall ta hänsyn till att apitalvinsterna lividiseras först någon gång i framtiden när fastigheten säljs, eller till den ostnad husägaren får om denne väljer att göra prisstegringen livid tidigare genom att höja sina lån. De pratisa svårigheterna att mäta förväntad fastighetsinflation an å andra sidan vara ett säl att helt avstå från realränteansatsen. Enligt utredningens förslag ommer en förändring i apitalbesattningen att påvera viten för delindex för apitalostnaderna, men inte själva delindexet. En förändring av fastighetssatten ommer diret att slå igenom på index för egna hem. Däremot har utredningen valt att hålla bostadsbidragen utanför indexberäningarna. Avgörande för om en ändring av bostadsbidragen sa få slå igenom i index är om den an anses ompensera barnfamiljer och pensionärer för ändringar i boendeostnaderna så att upp- eller nedräningarna av pensioner och bidrag an göras mindre. Utredningen har, möjligen omedvetet, tagit ställning genom sitt förslag. För min del anser jag att frågan bör bli föremål för ytterligare överväganden. Sammanfattningsvis finner jag att utredningens förslag till delindex för apitalostnaderna i egna hem inte an ligga till grund för ett ompensationsindex. I stället bör man ha ett index som låter fatisa ränteförändringar på upplånat apital, men inte på eget apital, slå igenom i index.

SOU 999:24 Särsilda yttranden 6 Bostadsrätter och övriga apitalvaror Fritidshus föreslås bli behandlade på samma sätt som egna hem. För övriga varatiga varor föreslår utredningen inga förändringar. Det innebär att man för bostadsrätter vill använda en hyresevivalentansats och för övriga varatiga varor mäta inöpspriserna. Något empirist underlag som stödjer utredningens slutsats att hyror i flerfamiljhus an ersätta ett index för bostadsrätter presenteras inte. Den snabba prisöningen på bostadsrätter i storstäderna, den sannolia sillnaden i boendevalitet, inte minst beträffande läge, mellan bostadsrätter och hyresrätter och den varvarande hyresregleringen gör att jag är septis till utredningens slutsats. Förmodligen har bristen på data om bostadsrätter bidragit till utredningens ställningstagande. Att beräna ett index för bostadsrätter på samma sätt som för egna hem sulle fordra ny insamling av statisti om bostadsrätter. Sådan statisti har vi emellertid behövt länge även för andra ändamål, och SCB borde få i uppdrag att påbörja en sådan statistiinsamling. Beträffande övriga varatiga varor säger utredningen att man sulle unna överväga att beräna (hyres-)ostnaden att använda vissa varor med lång varatighet i stället för att mäta inöpspriset. Någon empiris jämförelse och utredning av onsevenserna av de två alternativen görs doc inte, då utredaren ansett att det legat utanför hans uppdrag. Politist och administrativt bestämda taxor För närvarande ingår inte de avgifter som onsumenterna betalar för barnomsorg och äldreomsorg i underlaget för KPI. Utredningen föreslår att barnomsorgstjänsterna nu sa tas med i index och förutser att äldreomsorgen ocså ommer att behöva tas med. För att motivera hur detta sa se definierar man en ostnad för dessa tjänster som leder till att delindexet blir oanvändbart för ompensationsändamål. Det är även svårt att se att det är användbart för något annat ändamål. Problemet med dessa tjänster är att taxorna i många ommuner är inomstberoende. Utredningen föreslår att index sa baseras på de avgifter som hushållen fatist betalar. Detta innebär att om produtiviteten öar och därmed även lönerna för förvärvsarbetande barnföräldrar så ommer onsumentprisindex att öa därför att de avgiftsgrundande inomsterna och således även avgifterna öar. På motsvarande sätt ommer KPI att öa om pensionärernas inomster öar, därför att avgiftsunderlaget för äldreomsorgen öar. Ju större inomster barnfamiljer och pensionärer får desto större uppsrivning av pensioner och bidrag sulle de få! Detta an inte vara rimligt. Om dessa tjänster över huvud taget sa ingå i

62 Särsilda yttranden SOU 999:24 onsumentprisindex måste detta delindex utformas så att endast taxeändringar slår igenom i index. Det är inte troligt att de pratisa problemen med att beräna ett sådant index sulle vara så mycet större än de, som är förenade med utredningens förslag. Av hävd har avgifter för loaltrafi och läarvård, fordonssatter m m ingått i KPI. Utredningen ser inga säl att särbehandla omsorgsavgifterna. Utredningen har föreställningen att det sulle finnas något objetivt onsumentprisindex som an motiveras med teorin för ompensationsindex men utan att man behöver ta ställning till vad man önsar ge ompensation för. Man säger t ex i början av ap. 5, Huruvida hushållen fatist bör ompenseras för avgiftsförändringarna är en politis fråga, men sådana överväganden bör inte påvera utformningen av prisförändringsmåttet. Som jag framhållit ovan är detta en ohållbar ståndpunt så länge man anser att prisförändringsmåttet huvudsaligen sa användas för ompensationsändamål. Vilet beslut man än fattar beträffande taxor och avgifter tar man i pratien ställning. Det huvudsaliga motivet för att inte ha med dem i index är att det finns politisa avsiter med att förändra taxorna vila inte bör motveras genom indexering av pensioner och bidrag eller via ompenserande rav i löneförhandlingarna. Man an dessutom tillägga att om man avser att använda index för stabilieringspolitisa syften, då bör politist och administrativt bestämda taxor och avgifter inte ingå. Kategoriprisindex Utredningen har i vissa avseenden på ett förtjänstfullt sätt beriat våra unsaper om onsumentprisindex egensaper och hur det bör onstrueras, det gäller t ex analysen av systematisa fel och tillförlitlighet, och den tenisa indexonstrutionen på olia aggregationsnivåer, men i andra avseenden har man tagit ställning utan att göra någon egentlig utredning och utan att tillföra någon ny information. Några exempel har redan givits ovan, andra är disussionen av index för stabiliseringspolitisa ändamål och av behovet av ategoriindex. Jag avstår från att närmare disutera ett index för stabiliseringspolitisa ändamål. Detta problemomplex behandlas närmare i ett särsilt yttrande från Bengt Assarsson. Däremot vill jag nämna att utredningen väl lättvindigt avfärdar frågan om ategoriprisindex. Frågan om ett separat index för pensionärer har varit ett återommande tema i debatten. Med en växande andelen pensionärer i Sverige lär den inte vara begravd i och med denna utredning. För att utreda om ett ategoriprisindex för pensionärer är meningsfullt, måste man välja nya

SOU 999:24 Särsilda yttranden 63 representantvaror med hänsyn till pensionärernas onsumtionsmönster och mäta prisutveclingen på dessa varor. Det räcer inte att behålla de gamla representantvarorna och bara vita om dem. Detta är en omfattande och gansa dyrbar utredningsuppgift, som återstår att genomföra. Framtida forsnings- och utredningsarbete Med ort tid till sitt förfogande och med mycet begränsade resurser har den nu avslutade utredningen haft en omöjlig uppgift. Att med tillräcligt djup belysa alla de frågeställningar och problem som ränas upp i diretiven har inte varit möjligt. När frågan om en offentlig utredning väctes i indexnämnden framhöll de svensa vetensapliga representanterna att man förordade en större utredning med ungefär samma uppläggning som vid utvärderingen av sattereformen (KUSK). Denna reommendation följdes inte. Nu återstår ett flertal vitiga problem att belysa och ta ställning till. Samtidigt tillommer ständigt nya problem i tat med att samhället förändras och att index-beräningarna måste anpassa till dessa förändringar. Det är därför motiverat att resa frågan om framtida resurser för utredning och forsning ring prisindex. Vid Statistisa Centralbyrån finns begränsade utredningsresurser som ibland måste tas i ansprå för produtionsändamål. Forsningen om prisindex vid svensa universitet och högsolor är mycet blygsam. Det finns få studenter som har den lämpliga ombinationen av statistis metodi och eonomis teori och än färre som an intresseras för indexproblematien. Löpande utredningsarbete i anslutning till produtionen av KPI (och andra indexserier) bör lämpligen se vid SCB, men en hel del av de utestående problemen är av forsningsaratär. Det vore därför lämpligt att sapa ett forsningsinstitut med syfte att bedriva forsning om prisindex och prisbildning. Detta bör vara ett aademist forsningsinstitut fristående från SCB, men med nära annytning till och samarbete med SCB, Risbanen och Konjunturinstitutet.

64 Särsilda yttranden SOU 999:24 Sammanfattning: Ett svenst KPI bör behållas med huvudsaligt syfte att användas för ompensationsändamål och realvärdeberäningar. Utredningens förslag till delindex för egna hem an inte ligga till grund för ett sådant index. I stället måste man ha ett index som låter ränteförändringar på lån för eget hem slå igenom i index. Delindex för bostadsrätter måste utredas ytterligare. Utredningens förslag om delindex för inomstberoende taxor bör inte genomföras. Om politist och administrativt bestämda taxor över huvud taget sa ingå i index bör utredas ytterligare. Frågan om ategoriprisindex för pensionärer bör utredas. Initiativ bör tas för att starta ett institut för forsning om prisindex och prisbildning.

SOU 999:24 Bilaga 65 Kommittédiretiv Översyn av onsumentprisindex Dir. 997:44 Beslut vid regeringssammanträde den december 997 Sammanfattning av uppdraget En översyn av onsumentprisindex (KPI) sall genomföras. Uppdraget avser såväl en översyn av indexets syfte som dess onstrution. Utredaren sall bl.a. belysa behovet av prisindex för olia ändamål samt föreslå eventuella ändringar när det gäller hur grunderna för KPI sall tolas. Vidare sall preciserade ritlinjer formuleras på vissa områden för att underlätta tolningen av de principiella grunder som föreslås. Utredaren sall även föreslå eventuella ändringar i den roll och sammansättning som Nämnden för onsumentprisindex har. Konsumentprisindex Konsumentprisindex spelar en vitig roll för den eonomisa politien. Grunderna för beräning av KPI lades fast på 950-talet av regering och risdag utifrån förslag som utarbetats av 952 års indexommitté och 955 års Bostadsindexutredning. Den nuvarande grundläggande indexonstrutionen fastlades av 943 års indexsaunniga och bygger på ort- och långtidsindex, ettårslänar och Edgeworthlinande långtidslän. Konstrutionen har visat stor livsraft och är i ett avseende överlägsen andra länders indexonstrution genom att den har en förmåga att delvis undvia Laspeyresindexens tendens att översatta levnadsostnadsutveclingen (s.. substitutionsbias). Nämnden för onsumentprisindex avgör frågor om tolningen av de grunder som gäller för beräningarna.

66 Bilaga SOU 999:24 Behovet av en översyn Efter drygt 40 år har det blivit uppenbart att såväl behovet av prisindex som förutsättningarna för att beräna dem har förändrats avsevärt. Risdagens revisorer onstaterade i sin gransning av KPI 992 att en rad pratisa problem var förnippade med beräningarna av KPI och att det fanns ett behov av löpande utvärdering och metodutvecling av indexet. Internationellt har intresset öat för att analysera eventuella systematisa under- och översattningar av onsumentprisernas utvecling. I samband med att Nämnden för onsumentprisindex behandlat ett antal frågor har det varit uppenbart att de grunder som använts inte ger tillräclig vägledning samt att de ibland även an ifrågasättas. Tillomsten av ett europeist harmoniserat index för onsumentpriser (HIKP), som sall tillgodose behovet av ett inflationsmått i ett maroeonomist och internationellt sammanhang, an på sit inne-bära att raven på ett nationellt KPI förändras. Det sulle eventuellt möjliggöra att KPI renodlas som ett ompensationsinstrument. De öade behoven av index för olia syften atualiserar frågan om flera index bör ersätta eller omplettera KPI. Det finns alltså behov av en översyn såväl när det gäller indexets syfte som dess onstrution. Uppdraget Avgörande för utformningen av ett index är dess syfte. Utredaren sall främst artlägga behoven och analysera de principiella frågeställningar artläggningen ger upphov till. Utifrån detta sall anges vilen storhet som det i olia sammanhang är indexets mål att mäta. Utredningsarbetets inritning sall således inte vara att ange detaljerade ritlinjer för hur denna storhet sall sattas. Prisindex för olia ändamål Utredaren sall ocså belysa behovet av prisindex för olia ändamål, analysera hur index allmänt bör vara utformade för olia ändamål samt bedöma i vilen utsträcning befintliga index (HIKP, KPI, nettoprisindex) tillgodoser dessa behov. Behov av att mäta den underliggande inflationen bör behandlas i detta sammanhang. För att underlätta tolningen av föreslagna ritlinjer sall, så långt det är möjligt, utredaren precisera deras teoretisa grund genom att hänvisa till eonomis teori, t.ex. om onstantnytta, eller till någon tydligt vägledande princip. Vidare

SOU 999:24 Bilaga 67 sall anges hur föreslagna index avgränsas när det gäller indexpopulation, produter etc. Utredaren sall ocså redovisa om indexet sall ta hänsyn till externa effeter (t.ex. positiv miljöpåveran genom avgasrening), politist fastställda priser och nyttan av nya produter (som inte diret ersätter existerande pro-duter). Utredaren sall även belysa och föreslå eventuella ändringar när det gäller hur grunderna för KPI sall tolas och i fråga om index-nämndens roll och sammansättning. Indexonstrution Översynen bör utgå från den nuvarande grundläggande indexonstrutionen. Trots dess förmåga att undvia översattning av levnadsostnadsutveclingen (substitutionsbias) har den doc vissa svagheter. Utredaren sall utvärdera alternativa onstrutioner mot bagrund av ravet på relevans och tydlighet och på att det sall vara pratist möjligt att utföra beräningar med nödvändig atualitet. Utredaren sall undersöa om det hos befintliga index finns problem med systematisa under- eller översattningar av inflationen (s.. bias). Om utredaren finner sådana problem sall utredaren även undersöa om biasen varierar över tiden. Bedömer utredaren att problemen med bias är stora bör förslag till förändringar lämnas. Preciserade ritlinjer För att underlätta tolningen av de principiella grunder som föreslås, sall utredaren formulera mer preciserade ritlinjer på vissa områden. Sådana ritlinjer sall ges en tydlig annytning till det synsätt som ommit till uttryc i syftet med indexen. Preciserade ritlinjer sall tas fram på följande områden:. Utformningen av index för egnahemsägarnas och bostadsrättsinnehavarnas boendeostnader. Detta är det anse mest svårlösta problemet med onsumentprisindex och det är därför av särsilt stor vit att utredaren föreslår ritlinjer för hur dessa onsumtionsområden sall beatas. I dag görs ingen särsild mätning av boendeostnadernas utvecling i bostäder upplåtna med bostadsrätt. I stället framsrivs index med hyresindex (boendeostnader i bostäder upplåtna med hyresrätt). För egnahem följs utveclingen när det gäller ränteostnader, avsrivningar, reparation och underhåll, fastighetssatt, vatten och avlopp, uppvärmning m.m. Ränteostnader mäts brutto, dvs. ränteavdrag obeatade, och avseende ägarens totala

68 Bilaga SOU 999:24 fatist nedlagda apital (lånat och eget). Internationellt tillämpas en mängd olia lösningar, t.ex. att låta hyresutveclingen representera egnahemsägarnas boendeostnader eller att inte ta med egnahemsägarnas boendeostnader i index. Man använder sig ocså av olia former av ostnads- eller betalnings-modeller som är mer eller mindre lia den svensa samt av ansaffningspriser avseende öp av bostäder. 2. Hanteringen av nya tenier, nya varor, nya försäljningsställen samt substitution mellan varor respetive mellan butier. De brister Bosin- ommissionen och olia studier och debattinlägg främst i USA har uppmärsammat i dessa sammanhang tyder på att onventionella prisindex tenderar att systematist översatta prisutveclingen. Utredaren sall bedöma hur relevant denna problemati är för föreslagna index. 3. Subventioner och inomstrelaterade taxor. Disussioner i indexnämnden om hanteringen av varor och tjänster där priset är politist påverat på olia sätt har visat på grundläggande olarheter. Utredaren sall därför ange hur subventioner och inomstrelaterade taxor bör behandlas i föreslagna indexberäningar. 4. Utredaren sall anvisa ritlinjer för val av indexformel på lägsta aggregeringsnivå, dvs. för sammanvägning av ensilda prisnoteringar där underlag för beräning av vägningstal sanas eller endast an beränas schablonmässigt. 5. Mätperiod. I dag görs prisinsamling till onsumentprisindex under den veca som den 5 i månaden infaller. För vissa varor och tjänster insamlas priser per den 5 i månaden. Utredaren sall slå fast om index sall avse den genomsnittliga prisnivån under en månad eller vid en viss tidpunt. 6. Säsongvaror. Utredaren sall ange vila principer som sall vara vägledande för hantering av säsongsvariationer i tillgång och pris. 7. Krav på tillförlitlighet m.m. Ett rav på indexet var enligt 952 års indexommitté att det statistisa mätfelet, dvs. sillnaden mellan det beränade indextalet och det som sulle erhållits med full-ständigt statistist material, bör vara så litet som möjligt. I dag bör det finnas mer preciserade rav på vilen tillförlitlighet som är nödvändig med hänsyn till indexets användning. Utredaren sall överväga om ravet på tillförlitlighet an preciseras ytterligare. Utredaren sall även largöra om det finns behov av preciseringar t.ex. när det gäller framställningstid, spridningsformer, presentation och doumentation. I detta sammanhang sall problematien när det gäller fastställande och revidering av KPI belysas.

SOU 999:24 Bilaga 69 Övrigt Övriga rav på utredningsarbetet är att datainsamling och bearbetning så långt som möjligt sall unna samordnas med HIKP samt att för-slagen sall begränsas till prisindex avseende hushållen. Vidare sall, trots arbetets inritning mot principiella frågor, förslagen utformas med hänsyn till vila onsevenser de får för ostnaderna och uppgiftslämnarna. Utredningsarbetet Utredaren sall nyta till sig personer med en hög vetensaplig ompetens och ingående ännedom om indexfrågor. Nämnden för onsumentprisindex sall utnyttjas som expertgrupp i arbetet. Utredaren sall vidare rådgöra med vitiga intressenter såsom Ris-banen, Finansdepartementet, Socialdepartementet, Konjuntur-institutet och Konsumentveret samt ta del av och beata relevanta internationella utredningar. Utredaren sall beata diretiven till samtliga ommittéer och särsilda utredare om att pröva offentliga åtaganden (dir. 994:23), om redovisning av regionalpolitisa onsevenser (dir. 992:50), om att redovisa jämställdhetspolitisa onsevenser (dir. 994:24) samt om att redovisa onsevenser för brottsligheten och det brottsförebyggande arbetet (dir. 996:49). Utredningsarbetet sall vara avslutat senast den 30 juni 999.

SOU 999:24 Bilaga 2 7 Vägledande principer för ett onsumentprisindex (KPI) av fil.dr. Jörgen Dalén I denna rapport sall vi undersöa om det är möjligt att lägga fast några principer för ett KPI av svens typ som an vägleda söandet valet av metodlösningar i olia situationer. Ett annat sätt att uttryca detta är: finns det någon teori som an tjäna som utgångspunt för att onstru-era ett KPI? Under historiens lopp har många förslag till teorier framförts på prismätningsområdet. Vi sall här främst ägna oss åt det teoretisa system som i dag åtnjuter störst popularitet, nämligen teorin om levnadsostnadsindex (även allad den eonomisa ansatsen). I någon mån sall vi ocså sildra andra system och då främst den axiomatisa indexteorin (även allad testansatsen). En gemensam utgångspunt för samtliga teorier på prisindex-området är att betrata ett prisindex I 0 mellan två perioder 0 och som en funtion av fyra vetorer P 0, P, Q 0 och Q som besriver priser (P) och öpta vantiteter (Q) för N produter. D.v.s. I = 0 0 0 I( P,P,Q,Q ) (0) Två vitiga begränsningar ligger redan i denna inledande definition. (i) Uppsättningen produter förutsätts statis över tiden. I själva veret förändras produtsortimentet ständigt vilet gör att produternas arateristia även sulle behöva inbegripas i en fullständig indexteori. Detta räver en ompletterande teori om nya produter, valitetsförändringar och hedonisa index som ej behandlas här. (ii) Definitionen av N produter med ett onstant pris under hela perioden förutsätts given. I själva veret varierar priset på samma produt mellan olia försäljningsställen och varuvarianter samt inom varje period av någon längd. Detta räver en ompletterande teori om elementära aggregat som inte heller behandlas här.

72 Bilaga 2 SOU 999:24 Teorin om levnadsostnadsindex (eonomis ansats) Grundläggande definition Den eonomisa ansatsen till indexteorin bygger på antagandet om ett optimerande beteende hos eonomisa atörer, dvs vad gäller onsumenterna nyttomaximering eller utgiftsminimering. Under detta antagande ligger ocså hela den nationaleonomisa teoribildningen, särsilt den miroeonomisa teorin, vars begrepp som nytto-funtioner, efterfrågefuntioner, priselasticiteter m.m. spelar en central roll i den eonomisa ansatsen. Konüs (924) var den förste som definierade ett sant levnadsostnadsindex för en individ. Vid definitionen av Konüs prisindex utgår man från en nyttofuntion f(q) med de onsumerade vantitet-erna som argument samt en ostnadsfuntion C( u,p ) { PQ : f (Q ) u} = min () Q d.v.s. C(u,P) är lösningen till problemet att minimera ostnaden PQ P Q j j för att uppnå åtminstone nyttan u där P är den pris- = N j= vetor individen möter. Konüs prisindex definieras nu som 0 0 C( u, P ) K ( P, P,Q,Q ) = (2) C( u,p ) I 0 Exata index Teorin om exata index förutsätter i allmänhet s.. homotetisa preferenser, som innebär att nyttofuntionen är en monotont öande transformation av en linjärt homogen funtion. Det senare betyder att f(lq)= lf(q) för alla l. (Dessutom förutsätts vissa andra regularitetsvillor som ontinuitet och positivitet.) En onsevens av denna förutsättning är att alla inomstelasticiteter blir ett. Individen antas alltså

SOU 999:24 Bilaga 2 73 fördubbla sin onsumtion av både potatis och Rolls-Roycebilar, när inomsten fördubblas! För att redogöra för teorin om exata prisindex är det nödvändigt att även införa den s.. enhetsostnadsfuntionen, definierad som C(,P) enligt (), dvs. minimiostnaden för att åstadomma en enhet nytta. För linjärt homogena nyttofuntioner gäller nu relationen ( u,p) uc(,p) uc( P) C = =. (3) Den eonomisa indexteorin utgår nu från (2) och härleder s.. exata index, d.v.s. indexformler av typen (0) som sammanfaller med (2) för bestämda utseenden av nyttofuntionen f(q) eller av enhetsostnadsfuntionen c(p) för alla värden av de ingående funtionsparametrarna, dvs de senare elimineras under härledningen av indexfuntionen. Exata volymindex är nutna till f(q) medan exata prisindex hänger ihop med den duala storheten c(p). Q-vetorn i indexformeln får nu alltså tolningen av optimala Q. Denna ansats tillämpades först av Konüs och Byushgens (926). Framställningen här lutar sig raftigt mot Diewert (993). Tre vitiga sådana fall som redan Konüs och Byushgens behandlade är: (i) Leontiefpreferenser. f(q,,q i,,q N )= min{ Q a : i,...,n} ( P) a P, a > i i i = och c = i i i 0 (4) I detta fall med fasta oefficienter råder ingen substituerbarhet alls mellan produterna utan nyttan ges av den (normerade) uppnådda miniminivån över alla produter. De optimala varuorgarna blir i denna situation alltid proportionella mot varandra, med totalbudgeten som proportionalitetsonstant. Man an här enelt visa att ett index av typen Pi Qi i I 0 = (5) 0 P Q i i i är exat för dessa preferenser, där Q i ges som lösningar till 0 minimeringsproblemet. Vi har alltsåq = lq för alla i och Laspeyres och Paasches index sammanfaller därvid. (ii) Cobb-Douglaspreferenser. i i

74 Bilaga 2 SOU 999:24 a ( P) = Pi, där a i > 0 och i c a i = 2 i i. (6) Vi får i detta fall, efter en betydligt mer omplicerad härledning, det allmänna geometrisa indexet I 0 a i P i =, där a i = 0 i Pi i P Q t t i i t Pi Q t i för någon period t (0 eller ). (7) (iii) Homogent vadratisa preferenser. 2 c 3 (P)= a ij Pi Pj, (8) i j där [a ij ] är en symmetris NxN matris av oända parametrar. I detta fall erhålls Fishers index som det exata indexet, dvs. vi får 0 Pi Qi Pi Qi i i I 0 = (9) 0 0 0 P Q P Q i i i i i i Superlativa index De lasser av nyttofuntioner som definierade olia slag av exata indextyper i föregående avsnitt är av litet olia aratär och framför allt olia grad av generalitet. Diewerts (976) definition av en superlativ prisindexfuntion av typ (0) ovan (som alltså endast är en funtion av observerbara pris- och volymstorheter) är nu att den sall vara exat för preferenser som motsvarar en enhetsostnadsfuntion som an ge en andra ordningens approximation till en godtyclig, två gånger deriverbar, linjärt homogen funtion. En sådan enhetsostnadsfuntion benämns även flexibel, då den approximerar alla ostnadsfuntioner (som uppfyller vissa regularitetsvillor) i situationer med måttliga prisförändringar. I exemplen ovan är alltså c 3 (.) en sådan flexibel funtion men inte c 2 (.) och c (.).

SOU 999:24 Bilaga 2 75 Diewert (976) visade ocså två andra saer. För det första att Törnqvists prisindex, + = i i i i i i 0 i 0 i 0 i 0 i Q P Q P Q P Q P 2 i 0 i i 0 P P I, (0) är superlativt i och med att det är exat för en s.. translogfuntion som är ett exempel på en flexibel enhetsostnadsfuntion. Detta resultat är extra intressant, eftersom translogfuntionen inte är begränsad till homotetisa preferenser utan an approximera en mycet vid lass av onsumentbeteenden. För det andra att det finns hela lasser av superlativa index som bygger på en nyttofuntion eller enhetsostnadsfuntion som är ett vadratist medelvärde av ordningen r. En sådan lass är r i 2 r i 0 i i i i i i i 2 r 0 i i i 0 i 0 i 0 i 0 i 0 P P Q P Q P P P Q P Q P I = () där r an anta alla värden större än 0. (Den uppmärsamme läsaren observerar att om r=2 erhålls Fisherindexet som specialfall. r= ger det s.. Walshs index.) Ett problem är att om det nu finns hur många superlativa indexfuntioner som helst, vilen sall man då välja? Ett sätt att svara på den frågan ges i disussionen om indexaxiom nedan. Ett annat svar ges av Diewert (978) som visar att alla hittills ända superlativa index approximerar varandra väl till andra ordningen (alla partiella andraderivator sammanfaller). I pratien betyder det att sillnaderna mellan dem normalt är så små att de för de flesta pratisa syften är lia. Detta påstående måste doc valificeras i ett avseende, nämligen för fenomenet nollpriser, som av och till uppträder i pratis indexonstrution, särsilt för offentliga tjänster. Om priset på en viss produt är noll i ena änden av jämförelsen men positiv i den andra, så ollapsar Törnqvistindexet till antingen noll

76 Bilaga 2 SOU 999:24 eller oändligheten, medan Fisherindexet fortfarande är väldefinierat. Ett annat sätt att uttryca detta fatum är att Törnqvist-indexet sanar Fisherindexets egensap att vara robust mot extrema prisförändringar. Även för Fisherindexet är det doc en öppen fråga hur väl det approximerar ett sant levnadsostnadsindex i denna extrema situation. Från individ till samhälle Ett onsumentprisindex avser att mäta prisutveclingen i en hel nation och inte bara för en individ. Hur sall teorin om levnadsostnadsindex utvidgas till att täca ett stort olletiv av individer? Två arbeten som behandlar denna problemati är Polla (98) och Diewert (983). Pollas arbete The Social Cost of Living index är det grundligaste. Han utgår från en social välfärdsfuntion (svf) av Bergson-Samuelsontyp, som utgör en preferensordning som rangordnar samhälleliga onsumtionsmönster enligt någon väldefinierad värdesala, där varje individs preferenser antas ända. Ett samhälleligt levnadsostnads-index (SLKI) definieras då som voten mellan minimiostnaderna för att uppnå en viss nivå på svf där en referensmatris avseende onsumtion av N varor för S individer anses given. I två specialfall (det maximerande och det oberoende samhället) innehåller marnadens efterfrågefuntioner tillräclig information för att onstruera SLKI utan att räva explicita svf. Polla definierar även vad han allar ett Scitovsy-Laspeyres index (SLI) som voten mellan (i) de totala utgifter som erfordras för att möjliggöra för varje individ att uppnå sin referensnyttonivå vid period s priser och ii) samma utgifter vid period 0s priser. SLI ligger definitionsmässigt mellan ett SLKI och ett samhälleligt Laspeyres index definierat på vanligt sätt (enligt (5) ovan med Q 0 i stället för Q) och tolat som den totala samhälleliga onsumtionsvolymen. Såväl SLKI som SLI är oestimerbara, eftersom de beror på abstrata storheter som preferenser och samhälleliga rangordningar. Däremot är det möjligt att visa undre och övre gränser för ett SLI i termer av de vanliga (samhälleliga) Laspeyres- och Paascheindexen. Diewert (983, som allar SLI för Prais-Pollas index) visar att detta är mindre än ett Laspeyresindex om man utgår från basperiodens preferensordningar och större än ett Paascheindex om man utgår från jämförelseperiodens preferensordningar. Fisherindexet som ett symmetrist medelvärde av dessa an då anses som ett gott val. Detta resultat är inte beroende av formen på de ingående individernas nyttofuntioner och har alltså inte heller den homotetisa begränsningen.

SOU 999:24 Bilaga 2 77 I ett SLI adderas varje hushålls onsumtion i såväl täljare som nämnare. Detta medför att de ria hushållen får en högre implicit vit i index än de fattiga. Detta fatum gör att ett sådant index bruar benämnas ett plutoratist index. Pratis indexonstrution, där den totala privata onsumtionen hämtas från NR-data, an sägas motsvara ett plutoratist index. Motsatsen, ett index där varje hushålls levnadsostnadsindex vägs lia, allas ett demoratist index. Det senare indexet sulle unna sattas genom att väga samman ategoriindex för socialgrupper. I t.ex. hushållsbudgetundersöningar an man avläsa onsumtionsandelar för olia socialgrupper. Genom att sammanväga dessa med gruppernas befolningsmässiga andelar sulle ett approximativt demoratist index erhållas. Från index om allt till index om delområden I ett fullständigt levnadsostnadsindex ingår all onsumtion, alltså inte bara varor och tjänster som säljs på den öppna marnaden utan även avgiftsfria offentliga tjänster (sola, vägar etc.), fritid och miljö. Dessa tjänster och externa effeter önsar vi emellertid inte beata i ett onsumentprisindex. Hur är det då möjligt att ändå låta teorin om levnadsostnadsindex vara vägledande? Det visar sig att man på ett frutbart sätt an se ett KPI som ett subindex till ett fullständigt levnadsostnadsindex. Denna idé presenteras i Polla (975a). I en mycet largörande inledning benas problemställningen upp och artieln ställer upp några tänbara definitioner av sådana subindex. I Polla (989) tillämpas detta synsätt på miljöns roll i ett KPI. I ett partiellt levnadsostnadsindex (PLKI) måste man förutsätta att de inluderade produterna är eonomist separerbara från de exluderade. Med detta menas, förenlat, att preferensordningen inom den inluderade gruppen inte påveras av onsumtionen av de exluderade produterna. Man an då helt enelt uttryca PLKI som voten mellan de nödvändiga utgifterna för den inluderade produtgruppen vid de två prissituationerna givet en viss nivå på en s.. ategorinyttofuntion som avser den inluderade gruppen. Man inser doc snabbt att separerbarhet inte råder. Efterfrågan på privat utbildning (i KPI) påveras av standarden på offentlig utbildning (ej i KPI). Efterfrågan på fritidsartilar (i KPI) påveras av mängden fritid (ej i KPI). Efterfrågan på försäringar och inbrottslarm (i KPI) påveras av brottsligheten (ej i KPI). Ett alternativt subindexbegrepp är då det betingade (eng: conditional) levnadsostnadsindexet (BLKI). I ett BLKI fixeras nivån på onsumtionen av de exluderade produterna till

78 Bilaga 2 SOU 999:24 en viss nivå, t.ex. den som rådde vid bastidpunten, och BLKI definieras sedan som förhållandet mellan de nödvändiga utgifterna för de inluderade produterna vid de två tidpunterna givet denna nivå. Polla redovisar två BLKI-varianter med litet olia definitioner i detalj. Om separerbarhet råder, så sammanfaller PLKI och BLKI. Ytterligare en subindexvariant är den där priserna i stället för volymerna på de exluderade produterna fixeras Polla inför här benämningen pseudobetingat levnadsostnadsindex (PBLKI). Med Pollas definition får doc detta index helt orimliga egensaper. Diewert (983, sid 96 20) tar fasta på en av Pollas BLKIvarianter och visar att denna, med lämpligt vald nyttonivå, ligger mellan Paasches och Laspeyres index för den inluderade produt-gruppen. Detta an tas till intät för rimligheten i gängse index-onstrutioner med delindex som med fasta vägningstal aggregeras till ett totalindex. Teorin om levnadsostnadsindex medför enligt ovan att ett KPI bör approximera ett BLKI, där mängderna av de exluderade produtgrupperna samt externa förhållandena i princip sall fixeras till en lämplig referensnivå. Det är då ocså nödvändigt att explicit besluta vad som sall exluderas (och därmed hållas onstant), när det gäller väder, miljö, brottslighet etc. Från index över två perioder till index över många perioder Den enla definitionen av levnadsostnadsindex förutsätter att alla produter som öps under en viss tidsperiod ocså fullständigt onsumeras under denna period. Om detta inte är fallet måste i stället en teori utarbetas för optimal budgetalloering över en hel livscyel med många tidsperioder. Det resulterande indexbegreppet allas för ett intertemporalt levnadsostnadsindex. Behandlingen av varatiga varor lisom lånandets och sparandets roll förutsätter ett sådant indexbegrepp. Dessa frågor behandlas t.ex. i Polla (975b) samt i Diewert (983, sid 20 205 samt 2 26). Slutsatserna är doc väsentligen negativa något användbart teoretist begrepp lycas man inte formulera. Det står doc lart att det i princip är felatigt att inludera hela inöps-priset i index för en produt med lång livslängd. Ett exempel på frågans pratisa innebörd är försäringar, där frågan är huruvida risen sall onstanthållas vid premiejämförelser eller ej. Teorin om subindex säger att detta är ett beslut som beror av vilen grundläggande avgränsning som valts för index.

SOU 999:24 Bilaga 2 79 Vilet vägledande värde har teorin om levnadsostnadsindex? På några väsentliga punter ger ett levnadsostnadsindex bestämd vägledning för ett onsumentprisindex onstrution.. Ett superlativt index är den form av indexfuntion som bäst approximerar en bred lass av onsumentbeteenden och är därför överlägset andra indexfuntioner. 2. Genom teorin om betingade levnadsostnadsindex sapas en grund för beatande av för indexonstrutionen exogena förhållanden. 3. Ett levnadsostnadsindex är inte en enel vägd funtion av prisförändringarna för en oförändrad produtorg. I stället sall onsumentens möjlighet att genom byte till mer eonomist fördelatiga onsumtionsalternativ beatas vid indexberäningen. Detta har även bäring på metodvalet vad gäller elementära aggregat. Dessa punter är väsentliga såväl vid valet av indexonstrution som vid en analys av bias i existerande indexsystem. På grund av svårigheterna med den intertemporala teorin är det däremot svårt att få fram tydliga utgångspunter för behandlingen av varatiga varor och speciellt för egnahemsposten. Andra ansatser Axiomatis indexteori Den eonomisa indexteorin utgår från att onsumenterna beter sig optimalt. De inöpta vantiteterna av olia varor ommer därigenom fram som lösningar till optimeringsproblem och blir till funtioner av de ingående priserna och budgetbeloppen. I den axiomatisa indexteorin, däremot, ses priser och volymer som oberoende storheter och några miroeonomisa antaganden föreommer inte. I stället uppställs ett antal axiom/test/ riterier, som ett prisindex (eller volymindex) bör eller sall uppfylla. Det finns inte ett enda vedertaget synsätt på hur ett sådant axiomsystem sall se ut olia teoretier har framlagt silda axiomuppsättningar. Irving Fishers (922) legendarisa bo utgjorde startpunten för detta sätt att betrata indextal. Här väljer vi doc att följa uppställningen i Bal (995). Han börjar (som alla andra) med att definiera ett

80 Bilaga 2 SOU 999:24 prisindex, PI, som en rent matematis funtion av fyra vetorer av 4 N positiva tal, där värdet ocså är ett positivt tal, dvs PI : R + + R+ +. Man an sriva funtionen som 0 0 ( P,Q, P,Q ) PI = PI (2) Man an då formulera ett antal riterier som denna funtion bör uppfylla. T.ex. följande:. Monotonicitet. Om alla priser öar så öar även prisindexet. Dvs t.ex. att 2 0 0 0 0 2 ( P,Q,P,Q ) PI( P,Q, P,Q ) om P P 2 0 0 0 2 0 ( P,Q, P,Q ) PI( P,Q, P,Q ) om P P PI > > samt att PI > 0 0 0 2. Identitet. PI( P,Q,P,Q ) = < 2 (3) 3. Linjär homogenitet och proportionalitet. Om alla priser vid en tidpunt förändras med samma fator så förändras index med denna fator. T.ex. PI PI 0 0 0 0 ( lp,q,p,q ) lpi( P,Q,P,Q ) 0 0 0 0 ( P,Q, lp,q ) = P,Q,P,Q )/ l (Bal delar upp detta test i tre delar.) = och (4) 4. Dimensionell invarians (sortförvandlingsinvarians). Låt Λ vara en diagonal matris med positiva tal. Då sall gälla: ( ) ( ) 0 0 ΛP, Λ Q, ΛP, Λ Q 0 PI P 0,Q,P 0, Q 0 PI = Dvs. indexets resultat måste vara oberoende av mätenheterna. 5. Cirularitet. (5) P > P betyder att alla argument i P 2 -vetorn är större än eller lia med 2 2 motsvarande argument i P -vetorn och minst ett är strängt större. 2 P P betyder bara att alla argument i P 2 -vetorn är större än eller lia med motsvarande argument i P -vetorn.

SOU 999:24 Bilaga 2 8 ( P ) ( ) ( ) 2,Q 2,P,Q PI P,Q,P 0,Q 0 PI P 2,Q 2,P 0, Q 0 PI = (6) 6. Tidsreversering. ( P ) ( ),Q,P 0,Q 0 / PI P 0,Q 0,P, Q PI = (7) 7. Konsistens i aggregering. Detta riterium är svårt att formulera ortfattat. Det motiveras av det fatum att index an beränas och redovisas i flera nivåer av delindex upp till totalindex. Ett sätt att formulera riteriet är nu att räva att beräningen, givet en viss indexformel, sall ge samma resultat oavsett om beräningen görs i ett enda steg eller i flera steg. Bal ger en exat matematis formulering av riteriet men poängterar att det an finnas flera sätt att definiera det. De två återstående testen bygger på existensen av ett volymindex, QI P,Q,P 0, Q 0, och ett värdeindex, VI ( ) 0 0 ( P,Q,P,Q ) P Q P 0 Q 0. För ett volymindex an nu linande riterier som ovan formuleras (fast ibland tvärtom ). Nedanstående två test bygger på att värde=pris*volym. 8. Produttest. Om vi definierat ett pris- och ett volymindex sall deras produt bli värdeindex. Dvs. 0 0 0 0 ( P,Q,P,Q ) QI( P,Q,P,Q ) P Q 0 0 PI P Q (8) Taget för sig själv är detta test trivialt eftersom, man alltid an definiera t.ex. prisindexet PI som PI VI/QI. Men om man därutöver räver att såväl prisindex som volymindex sall uppfylla riterier av typen 7 blir det genast besvärligare på ett intressant sätt. 9. Fatorreverseringstest. Den stara varianten av produttestet som räver att pris- och volymindex har samma funtionella form, där priser och volymer bara byter plats i formeln. Vi får då: 0 0 0 0 ( P,Q,P,Q ) PI( Q,P,Q,P ) P Q 0 0 PI P Q (9) Bal betratar riterierna 4 i listan som axiom som måste vara uppfyllda för att en funtion sall unna betratas som ett prisindex medan 5 9 allas test och utgör önsvärda egensaper.

82 Bilaga 2 SOU 999:24 Den axiomatisa teorin innehåller en del negativa resultat. Bal visar t.ex. att det inte finns något index som samtidigt uppfyller identitets-, cirularitets- och fatorreverseringstestet. Inte heller finns det några par av pris- och volymindex som var för sig och tillsammans uppfyller identitets, cirularitets- och produttesterna. I ljuset av dessa negativa resultat blir frågan vila axiom/test som bör ges företräde framför andra? Ett svar räver en utgångspunt som ligger utanför axiomatien själv. Vissa författare anser att det då är cirularitetstestet som i första hand bör strya på foten. Det hävdas ofta, se t.ex. Diewert (992), att de superlativa indexen och särsilt Fishers index uppfyller fler riterier än andra. Detta är i och för sig beroende på vilet urval av test som görs. Av ovanstående nio test uppfyller Fishers index sju (alla utom cirularitet och onsistens i aggregering) medan Laspeyres index larar sex (alla utom cirularitet, tidsreversering och fatorreversering) lisom även Törnqvists index (alla utom cirularitet, onsistens i aggregering och fatorreversering). Rimligen bör olia val göras för olia eonomisa index. I nationalräensaperna är t.ex. prisvolymonsistensen av mer avgörande betydelse än i ett onsumentprisindex, där i stället riterier som cirularitet och tidsreversering växer i betydelse för att inte underminera indexets trovärdighet. Frågan an doc analyseras vidare. Andra frågor i anslutning till den axiomatisa ansatsen sulle unna vara: A) Även om en indexformel inte uppfyller ett test exat, anse den gör det med så god approximation att avvielsen sanar pratis betydelse? Detta förefaller t.ex. ofta vara fallet för de superlativa indexen men är ej tillräcligt utrett. B) De fyra vetorerna som ingår i (9) ovan föreommer inte diret i en pratis indexberäning. På den aggregerade nivån har vi värdeviter och delindex, alltså endast tre vetorer. På den elementära nivån är datasituationen annorlunda, ofta med bara priser. Bör man då inte undersöa de axiomatisa egensaperna med hänsyn till denna fatisa tillgång till data? C) I pratien använder vi edjeindex. Finns det någon relevant axiomati, när man blicar över mer än en indexlän, där produtuppsättningen inte är onstant? Detta gäller även orttids-jämförelser som inte inluderar basmånaden i en län (t.ex. månad till månad) eller avser perioder i olia länar (t.ex. 2-månaders-förändringar). Sammanfattningsvis an sägas att, även om den axiomatisa ansatsen inte ger oss några färdiga svar, så är det av värde att utsätta en tänt indexonstrution för en analys enligt ovan. I den mån onstrutionen

SOU 999:24 Bilaga 2 83 inte uppfyller riterierna bör man ställa sig frågan hur stor avvielsen an tänas bli samt vila onsevenser detta an få för indexets användning. Den stoastisa ansatsen Ett tredje system som an tillmätas någon vit är den stoastisa ansatsen. I detta system anses samtliga priser förändras ungefär proportionellt i enlighet med en statistis modell med en onstant trend och slumpmässig störning omring denna. Vad det då gäller är att finna ett rimligt medelvärde av dessa förändringar.i de mer primitiva varianterna av ansatsen utesluts härigenom a priori möjligheten av verliga relativprisförändringar, vilet på sin tid var grunden för Keynes nedgörande riti av ansatsen. Ansatsen har doc fått viss öad popularitet under senare tid i samband med särsilt risbanernas intresse för s.. underliggande inflation. Vi anser doc inte att den har något att tillföra som vägledning för det mer grundläggande måttet på prisutveclingen och avstår därför från en grundligare genomgång av den här. Tre intressanta referenser från senare tid är Selvanathan och Rao (994), Diewert (995) samt Roger (996). De två första utgör teoretisa arbeten medan den senare är en tillämpning avseende analys av underliggande inflation i Nya Zeeland.

84 Bilaga 2 SOU 999:24 Förslag i sammanfattning Ovanstående genomgång pear mot följande slutsatser.. Det teoretisa begrepp som KPI sall satta föreslås formuleras som ett över samtliga individer sammanvägt, betingat levnadsostnadsindex, där ett antal ice-eonomisa externa förhållanden onstanthålls. Sådana fatorer är t.ex. limat, miljö och anse brottslighet och olycsriser i olia sammanhang. Exat vila dessa fatorer sall vara bör preciseras ytterligare lisom det med exempel bör largöras hur denna princip an tillämpas. 2. Vad gäller sammanvägningen från individ till samhälle an onstateras att ett plutoratist index är en naturlig lösning. Om emellertid ompensationssyftet med KPI (ritat mot t.ex. låginomstpensionärer) renodlas an ett demoratist index vara lämpligare. Trots att erfarenheter sanas för beräning av ett sådant index, förefaller lämpliga viter t.ex. unna hämtas från HUT-data. 3. När det gäller den funtionella formen för sammanvägning av prisförändringarna utgör ett superlativt index den bästa approximation-en till ett levnadsostnadsindex. 4. Konsumenternas substitutionsmöjligheter sall beatas. På den högre aggregeringsnivån görs detta genom användning av ett super-lativt index men man måste även beata denna aspet vid metod-valen för elementära aggregat. 5. Ingen befintlig ansats ger någon nöjatig vägledning på problemet att beräna index för varatiga varor, särsilt egnahemsposten. 6. En tänt indexonstrution bör utsättas för en indexaxiomatis analys. I de avseenden väsentliga test inte uppfylls bör onsevenserna av detta bedömas med hänsyn till användningen av index.

SOU 999:24 Bilaga 2 85 Referenser Bal, B.M.(995): Axiomatic Price Index Theory: A Survey. International Statistical Review, 63,, 69 93. Diewert, W.E. (976): Exact and Superlative Index Numbers. Journal of Econometrics, 5 45. Diewert, W.E. (978): Superlative Index Numbers and Consistency in Aggregation. Econometrica, 883 900. Diewert, W.E. (983). The Theory of the Cost-of Living-index and the Measurement of Welfare Change. I Diewert och Montmarquette (983): Price level measurement, Statistics Canada. Diewert, W.E. (992). Fisher Ideal Output, Input and Productivity Indexes Revisited. Journal of Productivity Analysis, Vol. 3, No. 3, 2-248. Diewert, W.E. (993). Essays in Index Number Theory, Volume I, sid 45 50. Diewert, W.E. (995). On the Stochastic Approach to Index Numbers, Discussion Paper 95 3, Department of Economics, University of British Columbia. Fisher, I. (922): The Maing of Index Numbers. Boston, Houghton Mifflin. Konüs, A.A. (924). Engels översättning med titeln The Problem of the True Index of the Cost of Living, publicerad 939 i Econometrica 7, 0 29. Konüs, A.A. och Byushgens, S.S. (926). Problemet med pengars öpraft (sv. övers. av rys titel). Voprosi Konyunturi II (), 5 72. Polla, R.A. (975a): Subindexes of the Cost-of-Living Index. I **

86 Bilaga 2 SOU 999:24 Polla, R.A. (975b): The Intertemporal Cost-of-Living Index. I ** Polla, R.A. (98): The Social Cost-of-Living Index. I ** Roger, S. (998): A Robust Measure of Core Inflation in New Zealand, 949 96, I Proceedings of the Third Meeting of the International Woring Group on Price Indices, Research Paper no. 9806, Statistics Netherlands. Selvanathan, E.A. och Rao, D.S.P. (994): Index Numbers: A Stochastic Approach, Ann Arbor: The University of Michigan Press. ** I Polla, R.A. (989). The Theory of the Cost-of-Lving Index. Oxford, Oxford University Press

SOU 999:24 Bilaga 3 87 A proposal for a new system of aggregation in the Swedish Consumer Price Index by Jörgen Dalén, Ph.D. Introduction This report deals with the basic index construction problems for a Consumer Price Index such as the Swedish KPI (Konsumentprisindex). Basic index construction has essentially two distinct parts: The chain/lin choice. In any price index one must decide on a weight reference and a price reference period within an index lin. One must also determine the frequency in time between changes of reference periods. In practice, there are two main approaches to this problem. The most common approach internationally is the fixed base index in which reference periods are ept constant for several years 3 0 or more. The other approach is the chain index with annual lins, used in Sweden and some other countries, where the price reference period is changed annually. An additional issue is the choice of price reference period, which could be either a month or a year. In chain indices, the usual practice so far has been to use a month (December or January) whereas for fixed base indices the practice is mixed. Aggregation formulae. Within each lin, functional forms for combining prices and weights to measures of price change must be decided. In practice, we have both differences in consumer behaviour in different marets and differences in access to weight data in different parts of the index. For this reason, there is a need to loo at the aggregation problem separately at different aggregation levels. This report first discusses, in Section 2, criteria for what we regard as a good index construction. In Section 3 the present KPI system and its history is presented and its strengths and weanesses are discussed. Section 4 compares several possible strategies for setting up a CPI system and analyses the choice of system at the highest aggregation level. Section 5 discusses the approximations that will be necessary at lower levels, where the access to weight data is less than perfect.

88 Bilaga 3 SOU 999:24 2 Criteria for index construction KPI construction is proposed to be guided by microeconomic theory and index theory in general and by the theory of the cost-of-living index in particular, as far as possible. At the same time, a number of practical considerations must inevitably be addressed. The issues arising from this choice are further discussed in Bilaga 2. It means that the index ought to monitor the cost over time of obtaining a constant standard of living with regard to the area of household consumption considered in scope for the index. The following criteria are therefore considered:. Minimal long-term bias in relation to cost-of-living index/superlative index. This requirement presupposes that the index is constructed so that there is a clear connection to established index theory. The requirement means that there should be a minimal aggregate bias over a period of many years so that under- or overcompensation in, e.g., social benefits does not occur. 2. Minimal bias and disturbances in short-term changes. This especially applies to 2-month changes, which is an important statistic for the purpose of inflation monitoring. It means that a shortterm change, measured as the ratio between index numbers in the series, should not be disturbed by other effects than the aggregate price changes over the time horizon concerned. 3. Axiomatic considerations. It is desirable that an index lin is constructed to meet important index axioms such as those given in Bilaga 2. 4. Correct handling of seasonal products. All products should be given a proper and balanced treatment in the long-term development of the index regardless of their seasonal price and consumption pattern. This is not an easy criterion to formulate exactly but nonetheless important. 5. Timeliness. It must be possible to perform index calculations so that monthly index estimates can be published no later than today. 6. Easy to interpret and analyse. Index producers and users are used to today s structure of the index which could be viewed as a fixed baset of products. It is also possible to express as a product sum of

SOU 999:24 Bilaga 3 89 weights and subindices for products down to a level of around 300 products. This structure facilitates various analyses such as construction of satellite measures, what-happens-if-analyses etc. It is an advantage if this structure could be retained or else that another structure is not more difficult to handle. 7. Non-revisability. An index number for a month, once published cannot be revised. This is desired because of the legal implications, when using the index in private or public contractual agreements. 8. Coordination with the HICP. It is desirable that duplication of wor is not needed for the KPI and the HIKP. For example, low level indices should preferably be possible to compute from the same set of data. 9. Resource aspects. The index should not be excessively expensive to produce. Since the primary use of the KPI is thought to be for compensation purposes, criterion on unbiasedness stands out as the most important one.

90 Bilaga 3 SOU 999:24 3 The present KPI construction First a note on notation: Below, P t (Q t ) stands for an aggregate price (quantity) of product in period t and V t t t = P Q for a value of the same product. We will also denote the value share in period t by t t t W = V V. When there is no ris for confusion, the subscript will sometimes be omitted. 3. Historical bacground The present structure of the KPI dates bac to SOU (943), a Government Commission that was appointed for reviewing consumer price measurement during wartime conditions when many goods were rationed and the consumption structure therefore changed rapidly. At this time the Cost of Living Index (Levnadsostnadsindex, LKI, as it was then called) used a commodity baset based on a Household Budget Survey from 933 and a need was felt for a more frequent updating of the baset. The 943 commission went into some depth with its tas and derived a unique expression for a Consumer Price Index. Starting with two points in time 0 and t and a set of products (goods and services) of fixed quality, it defined prices and quantities for these products. It further set up the tas of separating the change in total consumption value of these products into two parts: one due to price change (PC 0t ) and one to quantity change (QC 0t ). The value identity was the starting point: Pt Qt PC 0t QC 0t = () P Q 0 0

SOU 999:24 Bilaga 3 9 According to an idea developed by Divisia (926), who considered the change to be divided into infinitesimal parts, the following integral expression of value change was obtained: t t dpt dqt log PC 0t + log QC 0t = Vt + Vt, (2a) P Q 0 where V t = P t Q t is the value at time t. It now seems natural to define price change as t 0 t log PC 0t t = 0 dpt Vt, (2b) P t and to define quantity change correspondingly. The Commission now considered a division of the period of study (0 to t) into smaller parts 0,, 2,, t. Under the assumption that values V were constant within each such small period, say 0 to, it derived the following expression for the price index: V V P I 0 = (3) P0 Assuming instead that quantities were constant, the following expression was obtained: P Q I 0 = (4) P Q 0 The Commission then argued that by choosing V or Q so that they reflected the whole period under consideration (from 0 to in this case) a better approximation to the integral expression in (2a-b) was obtained than by choosing them according to conditions prevailing at either the beginning or the end of the period. Choosing between (3) and (4), it further pointed out that (3) corresponded to the assumption of normal (unit) price elasticity whereas (4) corresponded to an assumption of zero elasticity. Under normal circumstances, it argued, the geometric formula would correspond better to the statistical data, since unit elasticity was a more reasonable

92 Bilaga 3 SOU 999:24 assumption than zero elasticity. However, under the wartime conditions then prevailing, this was less clear. The Commission therefore concluded that (3) and (4) were equally satisfactory from a theoretical point of view. Moving then to practical considerations, the Commission noted two advantages with the arithmetic mean compared with the geometric mean: (i) It is possible to give (4) but not (3) a fixed baset interpretation and (ii) (4) is somewhat simpler to apply computation-ally. These considerations led it to propose formula (4) for use in the LKI. However, it rounded up the argument by suggesting that the formula question ought to be reconsidered when returning to more normal consumption conditions after the war. If then the index lin was to be extended to several years and (4) was transformed into a Laspeyres index, then a geometric index should instead be considered. The derivation that is summarised above could clearly be subject to objections. How could quantities and values be defined for infinitesimal points of time? Also, there is no reference to the cost of an unchanged standard of living in this derivation. The Divisia index is defined at points of time rather than for periods. A practical consequence of this particular index definition is that the target dates of the KPI have been the 5th of a month rather than (the average price of) the whole month. An interesting historical fact is that, during the years 937 949, the Central Ban of Sweden (as well as the Central Ban of Finland during a similar period) calculated a Consumption Price Index according to the geometric formula (3), although with lagging weights. The chain index definition of the LKI was put into practice immediately in 943. Up to June 954 the LKI was computed quarterly and new weights according to (4), referring to the current year, were introduced as they became available, which in practice was in the December index. In July 954 the new monthly Konsumentprisindex series as proposed by SOU (953), a Government Commission appointed in 952 was initiated and the distinction between a shortterm and a long-term index to be presented below was formulated. The practical implementation of the proposals in the two Government Commissions is carefully described in Socialstyrelsen (96).

SOU 999:24 Bilaga 3 93 3.2 Present practice The present index construction thus follows the principles of formula (4) above. The KPI is a chain index with annual lins going from December one year to December next year which are multiplied when calculating the long index series which at present has 980 as its base year. For each new lin, weights are recalculated based on new information. We mae a distinction between a long-term lin (L), which uses quantity weights Q y from year y and a short-term lin (S), which uses quantity weights Q y- from year y-. The definitions of the lins are P Q y, 2 y, 2 Ly, 2 = y, 2 P and y (5) Q y P Q y,m y- y,m S y-,2 =, (6) y-,2 y- P Q where summation is over N products with subscript (which will later be dropped). The chained index from December of the index base year 0 to a month m in year Y (a factor measuring price changes from the average of year 0 to December year 0 is added in practice) will now be: Y - Y,m Y,m y,2 0,2 = SY -,2 L y-,2 y= KPI (7) This means that in the long run the KPI series only depends on the longterm lins; the short-term lins are successively replaced by their longterm counterparts for December each year. In practice, of course, no quantities could be directly observed at the higher KPI aggregation levels. The National Accounts (NA) are instead the first choice for weights. Up-to-date NA consumption values today exist for about 90 categories. During the annual weight revision, which taes place in January and early February, new NA values are brought into the index. For example, in early 98 values for 97 denoted V 97 - were used both for replacing the short-term lin of December 97 with a

94 Bilaga 3 SOU 999:24 long-term lin and for the new short-term lin of 98. The values are price updated (or bacdated ) to the price reference period of the lin in question. Continuing with the 97 example, we obtain: Long-term weight for 97 = W (8a) 97,L 97 97 97 97 = V 96,2 96, 2 V Ł P P ł P P to be plugged into 97, 2 97, 2 97,L P L 96, 2 = W and (8b) 96, 2 P 98,S short-term weight for 98 = W = to be plugged into V 97 V 97 P P P 97,2 96,2 P 97,2 96,2 P P 97 96,2 P P 97 96,2 (9a) S 98,m 97,2 P 98,m 98,S = W 97, 2 P (9b) 97 P The indices are computed as averages of 2 monthly short-term 96, 2 P indices from January 97 to December 97. Below the NA weight level, procedures are not entirely consistent at present. Various information is used for weights, much of which is not from the right year and a special procedure is used within the category of imputed rent. Still price redating is done according to (8) (9) which leads to some problems discussed more below. 3.3 Strengths and shortcomings of the present index construction The first, major advantage of the KPI index construction outlined above is that it is largely able to avoid the so called upper level substitution bias (the Laspeyres overestimation of a true cost of living index). This advantage is due to the use of weights that are between the two periods for which prices are compared. A simple measure of the magnitude of this substitution bias is the difference between the short-term and the

SOU 999:24 Bilaga 3 95 long-term index, although this difference is to some extent disturbed by other inds of new information that is brought into the long-term index. Table 0 gives these differences between 979 and 998. We note that the difference is positive in 8 years out of 20. The order of size of the mean difference, 0. 0.2, is similar to estimates of upper level substitution bias in the U.S. CPI, see for example Aizcorbe and Jacman (993) who estimated this bias for the years 982 9. Below, we will return to other measures of substitution bias for the KPI. Table 0: Differences between short- and long-term indices, Dec y- to Dec y. 979 980 98 982 983 984 985 986 987 988 989 0.4 0.52 0.29 0.07 0.03 0.07-0.06 0.03 0.25 0. 0.03 990 99 992 993 994 995 996 997 998 Mean 0.2 0.5 0.02 0.5 0.32 0.28 0.26 0.50-0.4 0.6 The second advantage of the present index construction is that it is possible to tae in new products and up-to-date weights every year. This advantage is, however, shared with other countries that apply chain indices and is not due to the specific long-term index definition. However, there are also some problems. The first one is that there is a slight asymmetry in the long-term index formula. Prices are generally measured in the wee in which the 5th occurs. This means that the period between the two points in time that the 943 Commission referred to in formulae (3) and (4) above is Dec 6, y- to Dec 5, y rather than Jan, y to Dec 3, y as in today s long-term index. Another way to loo at this problem is to consider the following decomposition of the longterm index. L y, 2 y y, 2 y, 2 = = y, 2 y P Q y, 2 y y y y, 2 y P Q P Q P Q * 0) P Q P Q Here we have divided L into two factors. The first one is a Paasche index from December y- to the year y, a period of 6½ months on average. The second one is a Laspeyres index from the year y to December y, a period of 5½ months on average. This means that the long-term index is slightly biased in the Paasche direction, which may lead to an underestimating substitution bias! This may seem as a minor point but an additional factor may tend to aggravate this bias. This is to the extent that price changes tend to be concentrated to the turn of the y y

96 Bilaga 3 SOU 999:24 year, in January, or else to the first part of the year so that quantity weights would largely reflect the consumption pattern after the price increase. This problem will be looed at empirically in the next section. A second problem with the way that the long-term index is estimated is that price updating is applied below the level where there is new information on consumption values. Haglund (992) points out that this procedure amounts to an assumption of unitary price elasticity and that an underestimating bias occurs if the price elasticity is smaller than one. Norberg (996) shows that the type of ratio estimator used for estimating (8b) gives rise to an underestimating sampling bias. The third problem is due to seasonal products, especially those for which there is no consumption and thus no price in December. It is difficult to cover them in a consistent way in an index construction that has a single month as its price reference period. The fourth problem is of a more practical nature and concerns the easy-to-analyse criterion. When the 2-month rate of inflation is now published, the effect of the long-term index is removed. The official motive for this practice is that the annual revision of the figures may refer to changes (substitutions), which are not within the 2 months to which the inflation measure refers. However, it gives rise to some confusion among the index users to have a measure of 2-month inflation, which is not the simple ratio of the index numbers.

SOU 999:24 Bilaga 3 97 4 Basic (upper level) index construction 4. Superlative aggregation formulae The approach to index construction put forward by the 943 Commission could be seen as an early attempt to estimate a true cost of living index. Today, we now that as far as the functional form is concerned, the best approach to this estimation is through the concept of a superlative index. See Bilaga 2 for a definition of this concept. Three important examples of superlative index number formulae, based on four vectors of prices and quantities (P,P 2,Q,Q 2 ) and referring to two periods in time, and 2, are Fisher s ideal index: = = 2 2 2 2 2 2 2 2 ;F P P V P P V Q P Q P Q P Q P I, () Törnqvist s index: ( ) + = / V V ;T P P I 2 2 2 2 with = t t t t t Q P Q P V for t = or 2 and (2) Walsh s index: 2 ;W 2 2 2 2 ;W P P W Q Q P Q Q P I = =, (3)

98 Bilaga 3 SOU 999:24 where W = ;W V P 2 V 2 P V P 2 V 2 P (3b) An index formula, which numerically comes very close to being a superlative index and will be considered later, is: Edgeworth s index: 2 2 P ( Q + Q ) 2 2 2 2 P ( Q + Q ) P P I ;E = = = W;E, (3½) 2 2 P Q + Q P Q + Q P P ( ) ( ) 2 V V + 2 P P with W ;E = (3½b) 2 V V + 2 P P The fundamental difficulty of all superlative indices is that they require weights from both ends of the comparison. The demand for timeliness normally prevents the use of weights for the last period in a short-term indicator lie the CPI. They also run into difficulties in a chain index where the price reference period is only a month, since the weights would then also refer to only a month. Besides the lac of monthly consumption statistics, it cannot be reasonable even in principle to choose a month s consumption as the basis for weights, since there is a seasonal variation that would mae such a choice less representative of a household s total consumption. If, on the other hand, we choose a year s consumption as our quantity weight in an index with a month as a price reference period we introduce an asymmetry into the index which results in a loss of its true superlativity property. Below, we will loo at these effects empirically.

SOU 999:24 Bilaga 3 99 4.2 Index formulae using only period weights At least for the last lin in a chain index it will be necessary to use a base-weighted index, i.e. an index formula where only period quantities are included. Some such formulae that we will consider are (remember that W = V V ): 2 P Q 2 2 P Laspeyres index: I ;L = = W (4) P Q P The geometric index: W 2 2 P I ;G = (5) Ł P ł The Constant Elasticity of Substitution (CES) index: I 2 ;C /( -s ) -s Ø 2 P ø = Œ W œ (6) Œ P œ º Ł ł ß The Laspeyres index is only consistent with zero price elasticity and tends to overestimate a cost of living index, where elasticity is larger than that. The geometric index is only consistent with unitary price elasticity and over-/underestimates a cost of living index where elasticity is larger/smaller than one. The CES index is a generalisation of these two indices and is consistent with a price elasticity of substitution, which is equal to s between all pairs of products and assumed to be nown in advance. (In practice, one would use data from before the present index lin to estimate it). The CES index is a relatively novel theoretical invention. It was first proposed by Lloyd (975) and later rediscovered by Moulton (996). At the highest aggregation level, empirical results suggest a price elasticity between zero and one. Based on U.S. CPI data for 988 995 Shapiro and Wilcox gave a value of σ=0.7 as the best estimate. Moulton and Stewart (997) present series of both fixed weight and chained Laspeyres and geometric indices and compare them to Fisher and We adopt the convention of using positive values for elasticity.

200 Bilaga 3 SOU 999:24 Törnqvist indices based on U.S. CPI data for 987 995. Their results liewise show that the superlative indices fall below the Laspeyres but above the geometric index and closer to the geometric than to the Laspeyres. In both these studies, a disaggregation of the U.S CPI data into 207 item groups and 44 geographic strata was used. 4.3 The chain/lin choice Four approaches to the chain/lin choice will be investigated. Fixed base indices. In this alternative, we would choose one of (4) (6) as our aggregation formula. It would be natural to have a full year as the reference period for both prices and quantities. The lin could last 3 0 years, below we will loo at 5-year lins. The long run development of the chained index would then be lie I = (7) Y,m 5 0 Y,m 0 I0 I5... I5n Annually chained indices, lining by month. This is the present chaining method used in the KPI with December as the lin month. The long run development of the index follows the following chain formula: 2 I Y - Y,m Y,m y,2 0,2 0 IY -,2 I y-,2 x I0 y= = (8) Annually chained indices, lining by year. For reasons discussed below we want to try a different form of the chain index, not used earlier, in which we use a full year as our reference period for both prices and quantities. With this option the chained index will be: Y - Y,m Y,m y 0 = I Y - I y- y= I (9) Delayed chain index, lining by year. There are some practical problems with implementing (9), which will be discussed more below. Another option would be to have two-year Laspeyres lin in the end of 2 The extra lin from 0 to 0,2 is needed for having a full year as the index 0, 2 0, 2 0, m reference period. Its exact definition is: I 0 = I, 2 2 I, 2. m

SOU 999:24 Bilaga 3 20 the chain, allowing more time for weight data for earlier years to arrive. This gives the following expression for the index: Y -2 Y,m Y,m y 0 = IY -2 I y- y= I (20) We will now tae a closer loo at the various set-ups that are possible within these four framewors and compare them numerically based on historic data. 4.4 Simulations A number of numerical experiments were carried out for comparing various index alternatives in order to estimate the sizes of biases. For this purpose, a database of KPI subindices for 72 National Accounts (NA) purposes was used, covering the period from 980 to 998. Imputed rent for owner-occupied housing was excluded from the simulations and so were a few other, very small categories for which comparable data for the whole period were not available. The simulations were thus designed to measure upper level substitution bias, i.e. the bias resulting from failure to use a superlative index in the final aggregation step where subindices for these 72 purposes are being put together into an All Item Index. Substitution biases at lower levels are not covered by this simulation. The annual values thus obtained were price updated to December the lin base month. Algebraically, the indices and weights in the data base are defined in the following way (the superscript y,m means month m in year y and only y means the whole year y): The short-term index (STIX): y,m y- P Q y,m y,m STIX P S y-,2 = = W y-,2 y- y-,2 P Q P, (2) y-,2 y- P V y- STIX P where the weights are W = (2b) y-,2 y- P V y- P

202 Bilaga 3 SOU 999:24 The long-term index (LTIX): y,2 y P Q y,2 y,2 LTIX P L y-,2 = = W y-,2 y y-,2 P Q P, (22) where the weights are W LTIX = P y-,2 y V y P y-,2 y P V y P (22b) The data base consists of the indices and weights defined above. However, in the simulations we need the actual values, which are not in the database. The value shares were instead obtained by bacdating the weights defined above. 3 Throughout the analysis, we will use the two present index types defined in (5) and (6) as standards with which we compare our alternatives. Further, when comparing two whole years, we will use the following computational rules: y y-,2 y y- S y- = S y- 2,2 S y-,2 / S y- 2,2 and (23) y y-,2 y y- Ly- = Ly- 2,2 S y-,2 / S y- 2,2, where (24) S y and S will be geometric or arithmetic averages of the monthly y -,2 indices. y- y- 2,2 4.4. Fixed base indices We will use 5-year lins in our simulations. Our base-weighted formulae will now be defined as follows: Laspeyres - FL: y+ n,m y P Q y+ n,m I y = y y P Q, where 0<=n<=5. (25) 3 The different levels of values and quantities over the years get lost in this exercise. This problem is not essential. However, it is a slight problem when estimating the Edgeworth index.

SOU 999:24 Bilaga 3 203 The form of the Laspeyres index to be used in the simulations will be the following: y,2 y y+ 5,2 y P y P Q I y,2 = W and W =, (25b) y,2 y P P Q y+ 5,2 y,2 which are identical to the short-term weights of year y+. Note that (25b) is identical to the ratio of y+5,2 to y,2 indices in a run of strict Laspeyres indices with year y as the reference period. The second option is a CES index: based on the same weights and subindices as in (25): -s -s Ø y+ 5,2 ø y+ 5,2 y P CES - FC(s): I y,2 = Œ W œ (26) y,2 Œ º Ł P ł œß We will compute (26) for s=0., 0.2, 0.9. For s=0 it coincides with FL and for s= it turns into the geometric index as the limiting case: Geometric - FG: y W y+ 5,2 y+ 5,2 P I y,2 = (27) y,2 Ł P ł In Table we loo at simulated indices for rolling 5-year lins, i.e. 79 84, 80 85, 8 86 etc. We present one-year averages of 5-year changes. We notice that the fixed base Laspeyres is on average 0.27 points above the fixed base geometric index. These two variants are the extremes and the CES indices effectively interpolate the whole interval in between for s=0-. Comparing with present index construction we see that the longterm index (taen as our preliminary yardstic) corresponds to a value of about s=0.7 which happens to be the same value as found by Shapiro and Wilcox (997). We also see that the difference FC(.7) LTIX over the whole period varies from +0.25 to 0.3. This difference can be interpreted as the annual bias, if an FC index were used. Also, the chained short-term indices (STIX) which uses recent weights are on average smaller than the fixed base Laspeyres, indicating that bias tends to increase with the age of the weights.

204 Bilaga 3 SOU 999:24 Table : Fixed base indices compared to chained short and long term indices. December-December. One-year averages. YEAR STIX LTIX FC(.7) FG FL chained 79-84 0.80 0.63 0.753 0.684 0.93 80-85 08.977 08.880 08.935 08.884 09.049 8-86 07.829 07.726 07.67 07.540 07.782 82-87 06.746 06.69 06.574 06.500 06.729 83-88 05.822 05.68 05.770 05.72 05.88 84-89 05.50 05.373 05.48 05.426 05.603 85-90 06.552 06.370 06.67 06.553 06.757 86-9 07.279 07.39 07.28 07.03 07.477 87-92 06.437 06.35 06.250 06.6 06.562 88-93 06.23 06.34 05.04 06.89 06.307 89-94 05.45 05.368 05.256 05.34 05.549 90-95 03.89 03.836 03.70 03.62 03.945 9-96 02.539 02.475 02.422 02.350 02.587 92-97 02.82 02.70 02.752 02.686 02.90 93-98 0.843 0.766 0.798 0.752 0.904 MEAN 05.94 05.803 05.8 05.730 05.997

SOU 999:24 Bilaga 3 205 Table (cont.) YEAR FC(.9) FC(.8) FC(.7) FC(.6) FC(.5) FC(.4) FC(.3) FC(.2) FC(.) 79-84 0.707 0.730 0.753 0.777 0.799 0.822 0.845 0.868 0.89 80-85 08.90 08.98 08.935 08.95 08.968 08.984 09.000 09.07 09.033 8-86 07.566 07.592 07.67 07.642 07.666 07.690 07.73 07.737 07.759 82-87 06.525 06.550 06.574 06.597 06.620 06.643 06.665 06.687 06.708 83-88 05.738 05.754 05.770 05.787 05.803 05.89 05.834 05.850 05.865 84-89 05.445 05.463 05.48 05.499 05.57 05.534 05.552 05.569 05.586 85-90 06.575 06.596 06.67 06.638 06.658 06.679 06.699 06.78 06.738 86-9 07.42 07.80 07.28 07.256 07.293 07.330 07.367 07.404 07.44 87-92 06.6 06.205 06.250 06.295 06.339 06.384 06.428 06.473 06.57 88-93 05.932 05.973 06.04 06.055 06.096 06.38 06.80 06.222 06.264 89-94 05.74 05.25 05.256 05.297 05.339 05.38 05.422 05.464 05.507 90-95 03.645 03.677 03.70 03.743 03.776 03.809 03.843 03.876 03.90 9-96 02.374 02.398 02.422 02.445 02.469 02.493 02.57 02.540 02.564 92-97 02.708 02.730 02.752 02.774 02.797 02.89 02.842 02.864 02.887 93-98 0.767 0.783 0.798 0.83 0.829 0.844 0.859 0.874 0.889 MEAN 05.757 05.784 05.8 05.838 05.865 05.89 05.98 05.944 05.97

206 Bilaga 3 SOU 999:24 4.4.2 Chain indices: lining by month When lining by month, all index formulae have to be somewhat twisted, since quantity and price data will necessarily be from different periods. We choose only one superlative index in as our reference here. Törnqvist - MT: I y,2 y,2 W y,2 ;T P = y-,2 P - (28) Ł ł y- with W = ( W + W ) y ;T 2. (28b) We immediately note the asymmetry in the formula with weights reflecting years and prices being for months. This problem is difficult to avoid when lining by month since consumption values with good quality exist only by year and since we want to represent the whole year in our index. This index would still have to be a long-term index, since year y values are available only early in year y+. Edgeworth ME: y,2 y- y P ( Q + Q ) y,2 y,2 P I y-,2 = = W, (29) y-,2 y- y y-, 2 P Q + Q P ( ) where W = V V y y P y,2 y P y,2 y P P + + V y V P y,2 y P y,2 y P y P (29b) Two variants of geometric indices have been simulated. In both of those we change the weights in (28) so that for: Geometric - MG: As (28) with weights = Geometric - MG2: As (28) with weights= y W - STIX W in (2b) above. Table 2: Chained indices, lining by month.change December- December.

SOU 999:24 Bilaga 3 207 YEAR STIX LTIX MC(.6) MT ME MG MG2 80-8 09.639 09.444 09.58 09.458 09.54 09.405 09.439 8-82.073 0.97.008 0.933 0.995 0.9 0.965 82-83 0.722 0.675 0.655 0.685 0.699 0.659 0.6 83-84 08.235 08.57 08.99 08.65 08.96 0890 08.75 84-85 05.320 05.303 05.294 05.32 05.3 05.32 05.276 85-86 03.980 03.767 03.74 03.79 03.873 03.462 03.562 86-87 05.607 05.335 05.543 05.42 05.47 05.433 05.497 87-88 06.05 05.888 05.968 05.952 05.952 05.983 05.936 88-89 06.645 06.59 06.590 06.605 06.68 06.589 06.553 89-90 0.627 0.38 0.39 0.494 0.504 0.273 0.240 90-9 07.572 07.57 07.37 07.545 07.572 07.66 07.53 9-92 0.53 0.58 0.4 0.40 0.525 0.28 0.332 92-93 04.90 04.86 04.826 04.873 04.859 04.823 04.776 93-94 02.875 02.797 02.790 02.752 02.836 02.70 02.739 94-95 02.684 02.586 02.635 02.60 02.635 02.609 02.603 95-96 00.754 00.704 00.665 00.698 00.729 00.620 00.605 96-97 02.934 02.686 02.796 02.75 02.80 02.682 02.70 97-98 00.004 00.087 99.943 00.020 00.046 99.955 99.90 MEAN 05.68 05.52 05.56 05.520 05.565 05.448 05.448

208 Bilaga 3 SOU 999:24 The CES-index now taes on the following shape: CES - MC(s): -s -s Ø y,2 ø y,2 STIX P I y-,2 = Œ W œ (30) y-,2 Œ º Ł P ł œß The numerical results of this comparison are shown in Table 2. For brevity, only one CES index is shown the one with the optimum s value. Some noteworthy features are:. The present long-term index on average well approximates a Törnqvist index. Over the years, LTIX-MT goes from +0.2 to 0.. 2. The s value in the MC index which best approximates a Törnqvist index is 0.6. Looing at single years shows, however that MC(.6) MT varies from +0.20 to -0.25. This means that, if we have MC(.6) as a short-term index and a superlative long-term index, then the shift when going from a short- to a long-term index would be between these numbers. As a comparison, the present difference between STIX and LTIX varies between -0.08 and 0.27. That is, STIX is biased but with somewhat smaller variation than MC(.6). 4.4.3 Chain indices: lining by year When lining by year it becomes necessary to establish a connection y between the annual and the monthly index, since the I - in (9) or (20) have to be built up from monthly indices. For each product group, we y,m P need to aggregate month-on-month indices or price levels y-, m P y,m P and y,m P - to year-to-year indices P P y y- y. For the simulations, we used the geometric time aggregation principle throughout, that is P P y y- P y,m = y-,m m Ł P ł 2, (3) (Below, in Section 5, we discuss the calculation method of the year-toyear index further.)

SOU 999:24 Bilaga 3 209 The following index types were explored in the simulations: y ;T y P Törnqvist - YT : I y- =, (32) y- Ł P ł where the weights W ;T are defined according to (28b) Walsh YW: W P - =, (33) y y I y W ;W y- P where W ;W = V P V y- y y y- P V P V y- y y y- P (33b) Edgeworth - YE: P I (34) y y y - = W ;E, y- P where W ;E y y = y- V y- V V + V + y y- y y Ł P ł Ł - P P P. (34b) ł Note that the weights in (32), (33) and (34) are now symmetric with respect to the pricing periods. Indices according to (32) and (33) are thus, by definition, true superlative indices. This is a clear advantage of the year-to-year index, which no other index formulation can fully meet. For the final year-to-month index, a base-weighted index is necessary and we again define the three formulae that are possible for this situation. y,m y,m y- P Laspeyres - YL: I y- = W (35) y- P

20 Bilaga 3 SOU 999:24 The year-to-year index that will be used in the simulations below will then be: I y y- = W y- P P y y- (35b) Geometric YG: As (28) with weights = W -. y CES - YC(s): -s -s Ø y,m ø y,m y- P I Œ œ y- = W (36) y- Œ º Ł P ł œ ß The year-to-year index that will be used in the simulations below will then be: I y y- Ø = Œ Œ º W y- P Ł P y y- ł -s -s ø œ œ ß (36b) In Table 3, we present the simulation results on year-to-year indices. For reference, we have also included the monthly Törnqvist index. We now note that:. The true superlative indices YW, YT and YF are very close together as is also YE, an almost superlative index. They differ by at most 0.0 and usually much less. On average, the difference is 0.00-0.002. For all practical purposes, they could thus be considered numerically equivalent. 4 2. The long-term index is below the superlative indices, on average by 0.04. It is larger, however, in 7 years out of 7 so the difference is not necessarily significant. It could still be interpreted as some evidence of the Paasche effect demonstrated in (0) above. 3. The Laspeyres index is about 0.05 and the short-term index about 0.08 larger than the superlative indices. These differences are persistent over almost all years and clearly significant. 4 This statement has to be qualified for the situation where one price is zero YT then collapses to zero or infinity. This situation does not show up in simulations at this high aggregation level but happens at lower levels from time to time.

SOU 999:24 Bilaga 3 2 Table 3: Chained indices, lining by year. Change from whole year Y- to Y. YEAR YW YT YF YE YC(.4) YL YG MT KTIX LTIX 82 09.953 09.953 09.954 09.957 09.983 0.04 09.9 09.94 0.4 09.95 83 0.237 0.235 0.235 0.236 0.238 0.26 0.2 0.23 0.28 0.2 84 08.47 08.46 08.46 08.420 08.463 08.49 08.42 08.4 08.52 08.47 85 07.53 07.53 07.53 07.54 07.47 07.7 07. 07.3 07.4 07.06 86 04.454 04.446 04.455 04.457 04.436 04.55 04.25 04.43 04.59 04.57 87 04.767 04.775 04.762 04.763 04.86 04.87 04.74 04.63 04.87 04.66 88 05.902 05.900 05.900 05.900 05.884 05.9 05.85 05.8 05.9 05.63 89 06.562 06.557 06.558 06.558 06.537 06.56 06.50 06.54 06.57 06.44 90 0.000 09.996 09.996 0.000 09.967 0.0 09.78 0.00 0.6 0. 9 09.267 09.277 09.268 09.267 09.08 09.25 08.90 09.25 09.26 09.02 92 0.738 0.740 0.738 0.739 0.704 0.76 0.62 0.70 0.77 0.77 93 05.026 05.020 05.09 05.020 05.0 05.0 04.88 04.96 05.08 05.06 94 02.885 02.886 02.887 02.887 02.895 02.92 02.86 02.95 02.96 02.88 95 02.765 02.765 02.766 02.766 02.783 02.8 02.74 02.74 02.87 02.79 96 00.990 00.990 00.989 00.989 00.987 0.03 00.92 00.99 0.05 00.95 97 02.055 02.055 02.055 02.055 02. 02.6 02.04 02.06 02.2 02.6 98 00.849 00.849 00.849 00.850 00.862 00.88 00.84 00.86 00.96 00.72 MEAN 05.472 05.47 05.470 05.472 05.467 05.52 05.39 05.45 05.55 05.43

22 Bilaga 3 SOU 999:24 4. A CES index with σ slightly smaller than 0.4 approximates a superlative index on average over the whole period. Looing at single years shows that [YC(.4) YT] varies from 0.06 to -0.7. In most years the difference is smaller than 0.. This means that, if we would have YC(.4) as a short-term index, then we could expect the shift when going from a short- to a long-term index to be between these numbers. 5. The geometric index with old weights significantly underestimates a superlative index, on average by about 0.08. 6. The lining-by-month index (MT) is biased downwards by 0.02 on average. The reason for this is that the weights on average tend to be biased bacwards in time, moving MT to some extent towards a base-weighted geometric index. 4.5 Data access end index construction in practice The present production of an index series according to (5) (7) involves an annual reweighting process based on various data sources, which taes place in January-February each year. We will here discuss briefly the data and timing problems that the other chain/lin choices will give rise to. Weight data access. The new household expenditure surveys (HES) are planned to run continuously and calendar year results will become available about six months after the reference year. However, the sample size is small (2000 households) and large non-response rates are expected. National Accounts (NA) values are available for some 90 categories (purposes). A preliminary version, used at present, is available in early January, t+ (immediately after the end of the year). A revised version is available in November, t+ and a final version in November, t+2. An ambition, not yet fully reached, is also to have a division into finer categories, finished in a preliminary version by November, t+ and revised in November, t+2. Fixed base indices. In this case, it is no point in using the rather crude estimates in January, t+. Thus a new lin with base year t would start from January, t+2, (t+3 if one wants to wait for the revised values). In the case of a 5-year lin continuing to December, t+6 (t+7), weights would on average, over the lin, be 3½ (4½) years old. Annually chained indices, lining by month. In this case, the presently used formulae (5) (7) are one choice. Other combination of long and short-term lins to be entered into (8) would also be

SOU 999:24 Bilaga 3 23 possible such as (with the above acronyms) i) MT+MG, ii) MT+MG2, iii) MT+MC, iv) ME + STIX, v) ME + MC and vi) only STIX. The list is not exhaustive. Annually chained indices, lining by year. Here one idea would be to have a superlative index (YF, YT, YW or YE, although the latter is not strictly superlative) for the year-to-year lins and either a Laspeyres, a geometric or a CES index for the final year-to-month lin. Another option would be to have Laspeyres indices throughout. 4.6 An evaluation of construction alternatives We will now loo at how our various alternatives perform with regard to the criteria set out in Section 2. 4.6. Minimal long-term bias in relation to cost-ofliving index/superlative index. Table 4 gives average biases over 8 years according to our simulations, for the directly comparable formulae. Some alternatives are not possible to compare directly with YT. We then used LTIX as an intermediate standard and added the bias of LTIX ( 0.04) to their estimated biases according to Tables and 2. Results are in Table 5. Table 4: Bias of index formulae, with YT as the standard, according to Table 3, 98 98 Formula Average bias Range of bias variation YW, YF 5 0 YE 0.00-0.02 to +0.0 YL +0.05-0.03 to +0. YG -0.09-0.38 to +0.0 YC(.4) -0.00-0.7 to +0.06 MT -0.02-0.5 to +0.07 ME +0.02-0.05 to +0.08 STIX +0.08-0.02 to +0.9 LTIX -0.04-0.27 to +0.3 5 The small differences between the superlative indices are not indicative of any bias, since neither of them can be proved superior on theoretical grounds.

24 Bilaga 3 SOU 999:24 Table 5: Average bias of various index formulae, with YT as the primary standard and LTIX as the intermediate standard, according to Table 2, 98 97 Formula FL FG FC (.7) MC (.6) MG Average bias 0.5-0. 0 0-0.0 Bias variation over the years is only meaningful to estimate with the YT standard. For the alternatives in Table 5, it is liely to be at least as large as for those in Table 4, however. We see that the fixed base options with FL and FG both have nonnegligible biases, in different directions. The CES index (FC) appears to be unbiased on average, but this is partly illusory, since it requires perfect nowledge of s, the elasticity of substitution, which we do not have. Since s could be assumed to be rather stable FC would give small average biases, though. Lining by month will not either give us unbiased estimates in the long run, although with the MT or ME formulae, biases seem to be quite small. Again, the MC index would be nearly unbiased. Since the s would now be possible to reestimate each year we would be in a better position with MC than with FC. The LTIX or STIX will not provide unbiased indices according to the simulations the present index construction adds additive biases of 0.04 each year on top of each other, whereas the alternative with only STIX leads to annual biases of +0.08. Lining by year with a superlative or Edgeworth index for the yearto-year index does give us an unbiased index series. This is independent of the choice of year-to-month index, since its influence is cancelled out in the long run. YL or YG are both biased in opposite directions, by half a decimal point. 4.6.2 Minimal bias and disturbance in short-term changes The 2-month change of the index is a ey economic statistic, which is much analysed by central bans, and economists engaged in macroeconomic analyses. It is therefore desirable that this statistic in itself is not biased and that a time series of such changes is not unduly influenced by other factors than pure price changes. It is therefore instructive to loo at the definition of this statistic under different chain/lin constructs.

SOU 999:24 Bilaga 3 25 Fixed base index: I - = (37) Y,m Y,m 0 I Y,m Y -,m I 0 2-month change: lining by month (December): Y,m Y -,2 I Y,m Y -,2 I Y -2,2 I Y -,m = (38) Y -,m I Y -2,2 Lining by year according to (9): Lining by year according to (20): I I - = (39) Y,m Y - Y,m Y - Y -2 I Y,m Y -,m I Y -2 I I - = (40) Y,m Y -2 Y,m Y -2 Y -3 I Y,m Y -,m IY -3 Now, in the fixed base index the 2-month change will usually be within an index lin. The numerator and the denominator use the same weights and the statistic will only depend on the fixed and the actual price changes. The long-term bias is rather stable and thus a small problem, when looing at a series of such changes. This last property is an advantage for example for central bans that want to monitor inflation by looing at how series of 2-month changes develop. 6 In a chain index, on the other hand, the 2-month change will usually be between two consecutive index lins so that there is a weight change in between. This weight change is an unwanted disturbance and, at the turn of each year, there will be a brea in the time series so that the change in the 2-month rate when going from December to January will be only partly due to real price changes and partly to weight changes and other technical adjustments to the index. (A chain index based on lining only short-term indices according to (6) would not have this problem.) On the other hand, but perhaps less importantly for inflation analysts, the estimates will be unbiased on average. The sizes of these disturbances have been simulated. We do not present these simulations in detail here but on average the absolute sizes of these differences are around 0. for all the major chain index alternatives discussed here, except the one with only short-term indices. At the maximum, the annual jumps can be as large as 0.4. For the 6 On the other hand, in the end of every lin it will eventually be possible to recalculate these changes based on the new weights. This creates a situation where inflation history will be rewritten which can also create problems.

26 Bilaga 3 SOU 999:24 delayed chain index, the jumps are the largest but the differences are not great. 4.6.3 Axiomatic considerations It is only meaningful to loo at axiomatics within each index lin. The basic index tests (see Bilaga 2 for their definition) monotonicity, identity, proportionality and dimensional invariance are satisfied by all formulae considered here. The time reversal test is satisfied by all superlative formulae (and Edgeworth) but not the base period weighted formulae. We consider this test important, since it guarantees some ind of symmetry between the periods compared that indicates unbiasedness. The factor reversal test is only satisfied by Fisher s index. This test is not crucial for a CPI, for which a dual volume index is not directly ased for. The geometric indices, including Törnqvist, brea down for zero prices, which the other indices can manage. This property has some importance, since prices for some public services sometimes change from/to zero. Consistency in aggregation is only satisfied by the base period weighted formulae, not by the superlative indices. However, we believe that this test is too strong to be of importance. A weaer additivity criterion is discussed below under the heading easy to analyse. Diewert (999) recently proposed a test, which distinguishes the Edgeworth index, which does not satisfy it, from the other indices, which do satisfy it. He calls this the invariance to proportional changes in current quantities test with the following definition: 7 P(p 0,p,q 0,lq ) = P(p 0,p,q 0,q ) for all p 0,p,q 0,q and all l>0 (4) 7 There is a potential problem with the use of the Edgeworth Marshall price index that has been noticed in the context of using the formula to mae international comparisons of prices. If the price levels of a very large country are compared to the price levels of a small country using formula then the quantity vector of the large country may totally overwhelm the influence of the quantity vector corresponding to the small country. 7 In technical terms, the Edgeworth Marshall formula is not homogeneous of degree 0 in the components of both q 0 and q. To prevent this problem from occurring (we as that the price index) satisfy the following invariance to proportional changes in current quantities test

SOU 999:24 Bilaga 3 27 This test is more relevant in a spatial comparison between two countries of different sizes. In a temporal comparison, especially between two consecutive years, the quantity vectors are sufficiently close for this problem not to be significant. In summary, we consider the Fisher, Walsh and Edgeworth indices to satisfy the important criteria, with a slight disadvantage for Edgeworth. 4.6.4 Correct handling of seasonal products This criterion speas strongly for a year base period and against the present system with month base periods. The criterion does not distinguish between formulae, since these could all, with some difficulty, be adapted to tae care of seasonal products. 4.6.5 Timeliness Chain indices have some problems with the first monthly index in a new lin because of the introduction of new weights in that index which taes extra time and causes a delay. In a fixed base index, one simply continues with the old weights until the new are finalised and thus solves the problem. In the delayed chain index it should be possible to avoid the annual delays, since there will be more time for the weight preparations. 4.6.6 Easy to interpret and analyse Neither the Fisher, nor the geometric or Törnqvist indices can easily be looed at as monitoring the cost for a fixed baset of products. They cannot either be written in the established algebraic form of a sum of weights times subindices, which the producers and analysts are used to handle. This is a considerable disadvantage for such a broadly used, popular index as the CPI. However, both the Walsh and the Edgeworth index (lie the Laspeyres index) possess these important properties, since they are defined as the ratio of the costs for two basets with the quantities being averages of those of the base and the comparison period. Thereby, they also possess a simple additivity property, in the sense that weights for subindices can simply be added to obtain weights for higher aggregates. This criterion can be seen as a weaer form of the consistency in

28 Bilaga 3 SOU 999:24 aggregation test and we believe that it covers what is needed for practical CPI purposes. 4.6.7 Non-revisability All our proposals in this report satisfy non-revisability by design. If this criterion were not crucial, various other possibilities would exist which could lead to greater reliability in both long and short term comparisons. Such solutions would probably also add to the complexity of the system, however. 4.6.8 Co-ordination with the HICP The HICP is defined as a Laspeyres-type index with a year as the index reference period. At the same time, there is a requirement to update weights and introduce new products annually, if such measures are important for comparability. None of the solutions discussed in this report fully satisfies HICP requirements. However, the additional wor for adapting a KPI system to the HICP requirements are not judged to introduce any new problems compared with today. 4.6.9 Resource aspects Changing over to a new aggregation system of course leads to a one time extra cost. It is outside the scope of this report to estimate this cost. The current costs for running the systems are lowest for a fixed base system but it depends on the ambition, when it comes to introducing new products and outlets at the lower level of the index. The cost for having a year as a base period is probably somewhat higher, since the calculation systems at lower levels will involve more lins and longer time spans (see below). The difference is not believed to be large, however. 4.6.0 Summarised evaluation With the criterion minimal long-term bias in relation to a cost-of-living index/superlative index as our main criterion, the above evaluation clearly boils down to a recommendation to choose a delayed chain index according to equation (20). This choice immediately maes a superlative index aggregation over some 90 product groups possible and, with better

SOU 999:24 Bilaga 3 29 National Accounts and other sources for weights, it opens for extending superlative aggregation to much finer levels of the index. For the year-to-year lins in this index, all superlative formulae (including Edgeworth) are virtually equivalent from a bias point of view. The criterion easy to interpret and analyse points at Walsh or Edgeworth as the clearly best choices. A small edge is given in favour of Walsh, due to its true superlative properties and meeting more tests. For the year-to-month lin, simplicity speas in favour of the Laspeyres index. Its bias does not influence the long-term bias of the chain index as a whole.

220 Bilaga 3 SOU 999:24 5 Index aggregation at lower levels The analysis above has led us to recommend the following basic KPI construction. The index from reference year 0 to year Y, month m should be a chained index according to the following formula: - = - - = 2 Y y y y Y,m 2 Y Y,m 0 I I I (42) For the year-to-year index, the Walsh index should be used: - - - - - = = y y ;W y y y y y y y y, P P W Q Q P Q Q P I (43) where - - - - = y y y y y y y y ;W P P V V P P V V W. (43b) For the year-to-month index, the Laspeyres index should be used: - - - = 2 Y Y,m 2 Y Y,m 2 Y P P W I, where - - - = 2 Y 2 Y 2 Y V V W (44) This computational scheme will be possible to use down to at least 90 product groups for which consumption values from the National Accounts will be available. Wor is going on to extend this breadown further down the product hierarchy. In this section, we will deal with the problems that emerge below the level, where these value weights are available.

SOU 999:24 Bilaga 3 22 5. Aggregation steps For the purposes of the present analysis, it is useful to spea of four aggregation steps. In actual index calculation, there may sometimes be more or (less often) fewer steps than that but they can then be traced bac to one of these four steps. We will, somewhat unnaturally number them from top to bottom. We will give examples of the ind of situations that we have in mind as we go along. The first step the combination of some 90 NA purposes into the All Item Index In this step, current NA value weights are guaranteed in our proposed system. The purposes are according to the international Coicop (Classification Of Individual Consumption by Purpose) system and are similar to those used in the HICP. The second step the combination of 3 400 product groups into 90 NA purposes In this step NA values are also possible but not guaranteed and we have to prepare for some less than superlative aggregation method as the best estimate. Aggregation is in this case over products within the same product group. In some cases, these are fairly close substitutes such as por and beef within the meat category. In other cases, substitutability is much smaller such as between dishwashers and refrigerators in the household appliances category. The third step combining elementary aggregates into product groups This step is quite heterogeneous in nature. In most cases value weights will not be available, although exceptions exist. In the third step product groups subindices are constructed, sometimes in several steps, from subgroup, outlet and/or regional elementary aggregates. For this step, there is a great variety of situations. A few examples are given here. Local price collection. For some 50 representative products (mainly goods), local price collectors monitor the prices directly in the outlets. For these products there is a stratification into industries (outlet types) according to SNI 92 (the Swedish version of the NACE system for

222 Bilaga 3 SOU 999:24 industrial classification). (Elementary aggregation is done nationally, over all outlets in one industry.) Weights over industries are based on a survey planned to be 5-yearly, reflecting the distribution of sales of a certain product group between industries. Daily necessities. The daily necessities system introduces an additional stratification compared with the local price system. Here, e.g., the industry Supermarets (SNI 52.2) is further divided into three strata according to the chain a certain outlet belongs to (ICA/KF/DAGAB). Electricity. In this subsystem aggregation is over the following dimensions: i) Networ fees vs. energy fees, ii) type of housing, iii) fixed vs. variable (=according to consumed amount) fees and iv) type of tariff used (partly according to the consumer s choice). Municipal services for owner-occupiers. Here, aggregation is over i) type of service (water and sewage, refuse collection and chimney sweeping) and ii) municipalities. Telephone services. Aggregation is over i) main type of services (mobile services, residential services, and Internet services), ii) company providing the service and iii) detailed services according to the tariff of the provider. Health care. Aggregation is over i) type of service and ii) organisation providing the service, where the organisation is usually a county council (landsting) so that there is also a geographical division involved in this aggregation step. We observe that the third level displays a very mixed picture with regard to substitutability. The subgroups sometimes represent entities between which substitutability is large (e.g. outlet chains) and sometimes very small (e.g. municipality of residence). The fourth step aggregating price quotes into elementary indices At this level, single observed prices are aggregated to elementary indices. In practice, there are several different cases here. Fairly typical examples in the KPI are:. A representative item (e.g. a refrigerator, a TV set, a restaurant meal) is defined in the central office. Varieties of this item are selected by price collectors and are thus aggregated over a certain type of randomly (PPS) 8 selected outlets (5-digit NACE number) in all of Sweden. The available weight information is the size of the outlet in terms of its number of employees (with a 2-year lag). 8 Probability Proportional to Size

SOU 999:24 Bilaga 3 223 2. For most item groups in daily necessities (e.g. bread, cereals, frozen fish, washing detergents etc.), typically purchased in supermarets, randomly (PPS) selected items (e.g. cod fillet, Findus, 400g) are aggregated over randomly (PPS) selected outlets, divided into three major wholesaler/retailer chains, in all of Sweden. In addition to the size of the outlet, the weight of the item in terms of its national sales 2 years ago is nown. 3. Water and sewage charges are aggregated over a number of randomly selected municipalities. The population size of the municipality is used as weight. 4. Complete information of the sales of all alcoholic beverages by the Government retail monopoly (Systembolaget) which uses national prices. The exact quantities/values sold of each bottle/can of beer, wine or spirit are nown. 5. Electricity or telephone charges are aggregated over a number of providers. Usually, good information on quantities (Wh, call minutes etc.), although sometimes with a lag, is available. As a rule, substitutability within the aggregates will be large. 9 Sometimes there are also weights involved at this level, sometimes not. In some cases such as tariff prices in item 5 of the list, there are specific problems, which will not be dealt with here. 5.2 Estimates of price elasticity For determining the best aggregation method in the absence of current value weights, we will use the price elasticity criterion. We will assume that the relation between price elasticity and index formula is given by the CES price index in (6) above. With this formula in mind, the empirical issue becomes one of determining the value of the price elasticity σ in different cases. Unfortunately, the available information is not abundant. Most estimates are done in the U.S., only one recent Swedish source is nown. We will first loo at these estimates at a level roughly corresponding to the second aggregation step. Then we will loo at evidence relating to the third and fourth steps. 9 Although an aggregate often covers the whole country, price changes do not usually follow a regional pattern. This means that the observed variation within an aggregate often represents variation between nearby outlets.

224 Bilaga 3 SOU 999:24 5.2. Second step elasticities The only recent Scandinavian source for price elasticities is Edgerton et al. (996). They analyse food demand in the Nordic countries based on NA data from 963 89 for Sweden and similar time periods for the other Nordic countries. They use a three-level aggregation, where food consumption is divided into animalia, vegetabilia, beverages and miscellaneous and each of these categories is in turn divided into three subgroups, the lowest level considered in their study. Table 6 gives their estimated own-price elasticities for each of the 2 groups: Table 6: Own-price elasticities (reversed sign) for the Nordic countries, estimated by Edgerton et al (996) Denmar Finland Norway Sweden Animalia Meat 0.5 0.2 0.7 0.4 Fish 0.9 0.3 0.8 0.3 Mil, cheese and eggs 0.4-0. 0.2 0.0 Beverages Soft drins..2 0.7 0.6 Hot drins 0.2 0.2 0.3 0. Alcoholic drins 0.5 0.6 0.9 0.9 Vegetabilia Bread and cereals 0.4 0. 0.4 0.7 Fruit and vegetables 0.5 0.3 0.6 0.6 Potatoes 0.5 0.5 0.5-0. Miscellaneous Fats and oils 0.6 0.3 0.2 0.3 Sugar 0.7 0.3 0.2-0.8 Confectionery etc. 0.8 0.4 0. 0.4 The groups in Table 6 are, however, groups, that belong to the upper level of KPI aggregation, where current consumption values are available, at least in principle. 0 0 At present, the NA values for these food categories are not based on current information but are just extrapolated from earlier years in fixed value proportions. It will, however, be possible to improve these matters with some reasonable effort.

SOU 999:24 Bilaga 3 225 McLelland (999), at the U.S. Bureau of Labor Statistics (BLS), maes detailed comparisons between outcomes of different index formulae within the expenditure class level of the U.S. CPI (70 groups divided into 207 item strata). In the KPI, this level roughly corresponds to the division into 300 subindices mentioned above. He finds that the estimated elasticity of substitution is close to or greater than unity in the majority of cases. In comparing the Fisher, Laspeyres and Geometric indices he finds that Laspeyres is significantly different from the Fisher indices in 65 to 80 percent of the cases, whereas the Geometric index (with old weights) only differs significantly in about 5 percent of the cases. Thus the Geometric index is judged to be a better estimator of a cost-of-living index than the Laspeyres, when only old weights (from period 0) are available. McLelland s main objective is to establish the best methodology at the elementary index level. He argues that, due to increased substitution at the lower levels of the index, the elasticity generally increases as we move down in the index hierarchy. This causes the differential biases of the Laspeyres and the Geometric indices in relation to Fisher to move further in favour of the Geometric index. A survey of published estimates of demand elasticity in the U.S. shows a somewhat mixed picture. Three important recent wors in this area are Huang (993), Berry, Levinsohn and Paes (995) and Hausman (997). Huang is concerned with the food sector. He estimates the elasticity of food at home as a whole to be 0.9 but as the level of disaggregation increases the elasticity also generally increases, although with some exceptions. In table 7, we present a summary of his estimates. Table 7: Price elasticities (reversed sign) in some food categories for the U.S. according to Huang (993) Subgroups of meat and fish 0.2 to.87 Flour, rice, eggs, mil and cheese 0.04 to 0.25 Subgroups of fruit 0.9 to.8 Subgroups of fresh vegetables 0.08 to 0.62 Subgroups of processed fruit and vegetables 0.7 to 0.74 Subgroups of beverages 0.8 to 0.56 Subgroups of sugar and fats 0.0 to 0.24 The difficulties in this area are underlined by some very different estimates by other researchers; Nelson (994) estimates elasticity for mil to.5 and Heien and Pompelli (989) to 0.69. Unpublished Swedish experiences from the recent period when mil subsidies were abolished and prices thus suddenly increased by some 20% were that purchasing volumes were hardly influenced at all, a fact that supports

226 Bilaga 3 SOU 999:24 the low elasticity estimates for mil. Hausman gives 0.90 as his estimate for breafast cereals as a whole. For cars as a whole, three estimates are 0.87 (McCarthy, 996) 0.85 (Levinsohn, 988) and.43 (Trandel, 99). The great variability of the elasticity estimates, also for the same product groups, precludes strong conclusions for any particular group. The estimates cover the whole range from slightly above zero up to values above one and thus mae a definite judgement on average price elasticity difficult. We consider McLelland's results as the single strongest evidence relating to the formula choice at this level, since he compared index formulas with their superlative counterparts afterwards and with actual CPI data. His conclusion is that the estimated elasticity of substitution is close to or greater than unity in the majority of cases and thus that the geometric mean estimator, which is based on an assumption of price elasticity being equal to one, estimates a superlative index better than a Laspeyres index does. With Table 7 in mind, it may be possible to mae informed guesses as to categories where an assumption of unitary price elasticity is not reasonable and apply different aggregation principles in the two cases. 5.2.2 Low-level elasticities Let us first as: What is the economic interpretation of an elementary aggregate (EA) and of the ind of consumer behaviour that taes place within it? For food, daily necessities and some other products, the EA in the KPI consists of a set of varieties in a set of outlets defined either as a chain of retailers or as an outlet type (example hypermarets, radio/tvretailers etc.) defined by the 5-digit NACE level (SNI 92, the Swedish NACE version). In contrast to most other countries, no regional demarcations are applied. How, then, do consumers behave in response to price changes within such an EA? Firstly, we note that much of the low-level substitution would tae place also between two EAs, for example between a hypermaret and a local supermaret or between a Konsum and an ICA supermaret in the same area. This calls for a substitution allowing aggregation principle between different outlet groups for the same product. Within an EA, there will be substitution effects unless the price changes display a strong regional pattern. Regional effects are not strong, since much of the price change is nown to be due to short-term fluctuations, price bouncing etc. Therefore, within an EA substitution effects are generally large.

SOU 999:24 Bilaga 3 227 What substitution effects are we taling about more exactly at this level? Dalton et al (998) made an excellent account of this when they explained the BLS change to the geometric mean formula at the EA level. Ice cream was used as their exemplifying product: Substitution can tae several forms corresponding to the types of item- and outlet-specific prices used to construct the basic indexes: Substitution among brands of products, for example, between brands of ice cream; Substitution among product sizes, for example, between pint and quart pacages of ice cream; Substitution among outlets, for example, between a brand of ice cream sold at two different stores; Substitution across time, for example, between purchasing ice cream during the first or second wee of the month; Substitution among types of items within the category, for example, between ice cream and frozen yoghurt; Substitution among specific items in different index categories, for example, between ice cream and cupcaes. Thus, in response to an increase in the price charged by a store for a certain brand of ice cream, a consumer could respond by redistributing purchases along any of several dimensions represented by other priced items in the category: to another brand of ice cream whose prices had not risen, to a larger pacage of ice cream with a smaller price per ounce, to ice cream at a different store where ice cream is on sale, or to a brand of frozen yoghurt. The consumer also could respond by postponing the ice cream purchase until a later date. Finally, the consumer could substitute from the ice cream brand to a specific alternative dessert item, such as cupcaes or apples, that is in another CPI category. The distinctions between all the inds of substitution elements described in this quotation are not well developed in economic research. What can be said under these circumstances? A research line that is in its infancy is that of consumer search theory. Reinsdorf (994) discusses the implications for the cost of living index of searching consumers in marets with price dispersion for products of constant quality.

228 Bilaga 3 SOU 999:24 In general it is reasonable to expect elasticities to increase when we move down the product hierarchy to more detailed levels. This is because we find closer substitutes at the lower levels than at the higher (por vs. beef instead of meat vs. fish, Brand A vs. Brand B coffee instead of coffee vs. tea, Coca Cola in outlet A vs. the nearby outlet B instead of Coca Cola vs. Fanta). However, not many studies of low level elasticities have been done so far. Berry et al estimates elasticity for cars and give estimates between 3.08 (Lexus LS400) and 6.52 (Nissan Sentra) at the brand level as compared with the above-mentioned estimates for cars as a whole between 0.85 and.43. Hausman deals with breafast cereals, also at the brand level. His estimates of elasticity for particular brands range from.93 (Cheerios) to 3.8 (Frosted Wheat Squares) as compared to 0.90 for the group as a whole. Reinsdorf (996) carried out a comparison between different index formulas based on A.C. Nielsen scanner data for outlets in Washington and Chicago for coffee, 993 94. His data showed that the geometric mean index (with base period weights) is in most cases closer to the Fisher index than the Laspeyres index. Other unpublished BLS research on scanner data hints at even stronger results; the most typical pattern seems to be Laspeyres>Geomean>Fisher which is consistent with a price elasticity of more than one. We carried out a small experiment based on Swedish scanner data for some item groups, where we estimated the following average withinoutlet price elasticities for some item groups. 2 2 The data covered 7 wees from 9440 to 9652. All purchases in 26 outlets were included. The number of item descriptions averaged over was around 00. The first wee in which the item appeared in a shop was taen as the base for shopwise calculations. The median of the estimated price elasticities was taen over shops and wees and finally the medians were averaged over the item descriptions. Weights, (p-p 0 )(q-q 0 ), were applied.

SOU 999:24 Bilaga 3 229 Table 8: Average price elasticities for EAN codes (within brands) in some item groups based on scanner data, 994 996. Item group Weighted median price elasticity of demand Frozen fish 2.35 Breafast cereals 2.00 Washing detergents 2.05 Fats.2 These estimates (where very crude estimation methods were used) turn out to be in the lower range of the brand-type elasticities seen in U.S. data but still well above unity. 5.2.3 Summary of information on price elasticities Tentative conclusions based on the scarce information given above would be:. For the second aggregation step, own-price elasticities vary from slightly above zero up to well above one. There are some inelastic products (for example mil, potatoes, flour and rice) as well as more elastic one lie new cars and breafast cereals. 2. At lower levels, elasticities are generally much higher and often well above unity for brands in competitive product areas. 5.3 Approximations to the Walsh formula for the second aggregation step Where current consumption values are not available, two special cases of the Walsh formula are of interest. Firstly, assume zero elasticity. This is consistent with the assumption that the quantity ratios between products remain intact despite the change in relative prices. Say that in (43) we have y y- Q = l Q for all. The Walsh index then reduces to the Laspeyres index P Q = (45) y y- y- y y V P I y- = y- y- y- y- P Q V P

230 Bilaga 3 SOU 999:24 If the nown quantities (or values) are from a period before y- (from period s, say), then the invariance of the quantity ratios implies that y y s Q = λq = λµ Q for all. Instead of (45) we then obtain: P lmq mq y- s y ( P P ) P s y- s y ( P P ) P y s s s y V I y- = = y- s s - P V lmq mq (46) Price updating the weights from period s to period y- is thus a logical choice in this case. Secondly, assume unitary price elasticity. This is consistent with the assumption that the value ratios between products remain intact despite the change in relative prices. This implies that in (43) we have y y- V = l V for all. The Walsh index then reduces to the following index: V P P I (47) y- y y- y- y y- y V P P y P y - = =, y- y y- y- y y- y- V P P P V P P If the nown values are from a period before y- (from period s, say), then the invariance of the value ratios implies that y- s V = mv for all. We can then put the period s values in the period y- values place in (47) without any other changes. Especially, no price updating is called for in this case. Therefore, if only old value weights are nown, then (45) (47) can be chosen given an assessment of the most liely value of the elasticity of substitution. The analysis above suggests that unitary price elasticity is more often the best approximation, which would mae (47) the main option. For the year-to-month there is no question of approximation since the Laspeyres formula applies also in the second step. If the weights are from a period before y- then price updating should be done only where zero price elasticity is assumed, i.e. where the Laspeyres index is used also in the year-to-year index.

SOU 999:24 Bilaga 3 23 5.4 The third aggregation step The same logic essentially applies for the third step as for the second step. As noted above this aggregation can represent many different situations with regard to substitutability and elasticity. For the case of unitary price elasticities, the internationally recognised geometric mean formula provides an alternative that can be proved (see Annex ) to give almost the same answer as (47). 3 V y y P V I - = (48) y y- Ł P ł In Annex, it is demonstrated that (47) and (48) give the same results to almost the third order according to a Taylor approximation, which only requires that the coefficient of variation of the price relatives be bounded. The choice between these two formulae is thus a minor one. In favour of (47) one can argue that it provides formula consistency at all levels. For (48) speas the fact, that it is the internationally accepted formula. In the third step, elasticities are often larger than in the second step. Also, there is no need for presenting subindices at this level to users. Therefore, here we could consider aggregation according to (47) or (48) also in the year-to-month index in order to reduce substitution bias. For example: V P P I (49) Y,m Y -2 Y,m Y,m P Y - 2 =, Y,m Y -2 Y -2 V P P P 5.5 Elementary aggregation At the lowest level single prices are to be aggregated into indices. Aggregation based on unitary price elasticity should be the rule here in both the year-to-year and the year-to-month lins. Here we denote weights by wj and assume that they sum to one. In principle, they are value weights although they are often crude size measures. For the yearto-year index, the basic form would be either: 3 Here, we drop the time superscript for V, since the value weights are often older than y-.

232 Bilaga 3 SOU 999:24 j j w j j p y j y j p y- j y I y- = or (50) w / p p y- j w y j p y j I - = (5) y y- j Ł p j ł In these formulae, the price in each year is ideally interpreted as a unit value over months, i.e.: 2 2 y,m y,m p j q j m= m= y y,m p = q, (52) j j y,m where q j is the quantity sold in month y,m. Often, equal quantities in all months will need to be assumed. If it is desired to bring in new products or outlets annually, lin months (lm) need to be introduced, so that an overlap is established in lm. This would change (50) and (5) into: w p lm y- j j j 2 j y j U j U 2 y- = lm y- w j / p j p j w2 j j U j U 2 p I or (53) / p p w j w lm y 2 j p j p y j I - =, (54) y y- lm j U Ł p j ł j U 2 Ł p j ł w p y j y j p lm j lm j where U and U 2 denote the two universes in the first and second lins. For the year-to-month index there will usually be a need to divide it into three lins according to the following scheme: j U j U j j lm j lm j Y-2 j Y-2 j j U 2 2 j lm2 j lm j j U 3 Y,m I Y- 2 = (55) w / p p w / p p w / p p or w p p w p p w lm2 lm 2j j j 3j j U 2 j U 3 3 j p Y,m j Y,m j p lm2 j lm2 j

SOU 999:24 Bilaga 3 233 Y,m lm IY 2 IY- 2 lm2 Y,m - = Ilm Ilm2 = j U p Ł p lm j Y -2 j w ł U 2 p Ł p lm2 lm w2 ł l U 3 p Ł p Y,m l lm2 l w3 ł (56) Note that it is not necessary to have the same lin months in all aggregates. Especially, where a product is seasonally unavailable, a month where it is available should be chosen as the lin month. In most cases, it will be desirable to choose December or January, since the computation of an annual average price will then be facilitated. Dividing the index into sublins will sometimes be necessary also in the second and third aggregation steps. It is straightforward to apply the formulae for elementary aggregates for those cases also. In Annex 2, we provide a table with the aggregation scheme from top to bottom. The above description covers most practical situations. In some cases, however, the situation at hand calls for other solutions. 5.5. Superlative elementary weights For some products, above all alcohol, there is detailed and current data available for weighting. They should then be used in a manner that combines the Walsh index with unit values over time for homogeneous products.

234 Bilaga 3 SOU 999:24 5.5.2 Inelastic aggregation and zero prices If elementary aggregation is over observations between which price elasticity is small, a Laspeyres-type index should be used. By this, we mean the following index (written in its general form): qb p I 0 =, q p b (57) 0 where period b, usually before 0, is the most recent period for which quantity data is available. This is also the preferred approach, where a price is zero in one end of the comparison. The existence of a zero price means that price elasticity in that point of the demand curve is zero, 4 which in turn means that the index solution sought in this situation must be consistent with zero elasticity. 4 Price elasticity is in general defined as dq e = dp identical to zero for p=0 if the demand function is differentiable. p q, which means that it is

SOU 999:24 Bilaga 3 235 References Aizcorbe, A.M. and Jacman, P.C. (993): The Commodity Substitution Effect in CPI Data, 982 9. Monthly Labor Review, 6 (December), 25 33. Bal B.M.(995): Axiomatic Price Index Theory: A Survey. International Statistical Review, 63,, 69 93. Berry, S., Levinsohn, J. and Paes, A. (995): Automobile Prices in Maret Equilibrium. Econometrica, 63:4, 84 890. Blacorby, C. and Russell, R. (989): Will the Real Elasticity of Substitution Please Stand Up? (A Comparison of the Allen/Uzawa and Morishima Elasticities). American Economic Review, Vol. 79, no. 3, 882 888. Bosin, M.J et al (996): Toward a More Accurate Measure of the Cost of Living. Final Report to the Senate Finance Committee from the Advisory Commission to Study the Consumer Price Index. U.S. Senate Finance Committee. Dalén, J. (992): Computing Elementary Aggregates in the Swedish Consumer Price Index. Journal of Official Statistics, Vol. 8, No.2, 29 47. Dalén, J. (998): Comparing index construction alternatives for the Swedish CPI. Report for the KPI Commission. Dalton, K.V., Greenlees, J.S. and Stewart, K.J. (998): Incorporating a Geometric Mean Formula into the CPI. Monthly Labor Review, October, 3 7. Diewert, W.E. (976): Exact and Superlative Index Numbers. Journal of Econometrics, 5 45.

236 Bilaga 3 SOU 999:24 Diewert, W.E. (978): Superlative Index Numbers and Consistency in Aggregation. Econometrica, 883 900. Edgerton, D.L., Assarsson, B., Hummelmose, A., Laurila, I. P., Ricertsen, K. and Vale, P.H. (996): The Econometrics of Demand Systems, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht. Fisher, I. (922): The Maing of Index Numbers. Boston, Houghton Mifflin. Haglund, M. (992): Vägningstal och priselasticiteter. Internal Memo presented to the Swedish Index Board. SCB, 92-03-2. Hausman, J. A. (997): Valuation of New Goods under Perfect and Imperfect Competition. In Bresnahan, T., and R.J. Gordon, eds., The Economics of New Goods, 209 247. NBER Studies in Income and Wealth, vol. 58. Chicago: University of Chicago Press. Heien, D. and Pompelli, G. (989): The Demand for Alcoholic Beverages: Economic and Demographic Effects. Southern Economic Journal, Vol 55, no. 3, 759 770. Huang, Kuo (993): A Complete System of U.S. Demand for Food. Technical Bulletin Number 82, Economic Research Service, United States Department of Agriculture. Lloyd, P.J. (975): Substitution Effects and Biases in Nontrue Price Indices. American Economic Review 65, 30 33. McCarthy, P.S. (996); Maret Price and Income Elasticities of New Vehicle Demands. Review of Economics and Statistics, 78:3, 543 547. McLelland, R. (999): On the Use of the Geometric Mean and Laspeyres Formulas in the CPI. Unpublished Report, Bureau of Labor Statistics, Washongton D.C. Moulton, B.R. (996): Constant Elasticity Cost-of-Living Index in Share Relative Form. Bureau of Labor Statistics, Washington D.C., December.

SOU 999:24 Bilaga 3 237 Moulton, B.R. and Stewart, K.J. (997): An Overview of Experimental U.S. Consumer Price Indices. In Proceedings of the Third Meeting of the International Woring Group on Price Indices. Centraal Bureau voor de Statistie, Research Paper no. 9806, Voorburg. Nelson, J. (994): Estimation of Food Demand Elasticities Using Hicsian Composite Commodity Assumptions. Quarterly Journal of Business and Economics, Vol. 33, no. 3, 5 68. Norberg (996): Systematis effet på KPIs långtidsindex av rent slumpmässiga fel i prisindex för representantvaror. Internal Memo presented to the Swedish Index Board. SCB, 96-09-25. Shapiro, M.D. and Wilcox, D.W. (997): Alternative Strategies for Aggregating Prices in the CPI. Review. Federal Reserve Ban of St. Louis, Volume 79, 3, 3 26. Socialstyrelsen (96). Konsumentpriser och indexberäningar åren 93 959. Sveriges Officiella Statisti, Stocholm 96. SOU (943): Betänande angående levnadsostnadsindex, SOU 943:8, Finansdepartementet, Stocholm. SOU (953): Konsumentprisindex, betänande angående omläggning av levnadsostnadsindex, SOU 953:23, Civildepartementet, Stocholm. Trandel, G. A. (99): The Bias Due to Omitting Quality when Estimating Automobile Demand. Review of Economics and Statistics, 73:3, 522 525.

238 Bilaga 3 SOU 999:24 Annex Taylor series approximations of two index formulae Here we present, without proofs, Taylor series approximations of the two most important formulae discussed above. Approximations are done for those formulas, which are functions of price relatives only and are based on series expansions around the unit vector. We use the notation 0 r = p p for price relatives and w for weights, summing to one over. In this notation the formulae are: w r W = and (A.) w / r G = r w (A.2) Approximations are expressed as functions of the first, second and third weighted central moments of the distribution of the r as follows: m = w r ; 2 2 s = w ( r - m ) ; (A.3) g = w ( r - m ) 3

SOU 999:24 Bilaga 3 239 Now, the third order Taylor approximations of these are: W»m - s 2 /2 + 3g/8 + s 2 (m-)/2 and G»m - s 2 /2 + g/3 + s 2 (m-)/2 (A.4) (A.5) We thus have W G»g/24 (A.6) which is not very much! The result has been numerically tested. The approximation is quite reliable for those inds of distributions of price relatives that are common in practice, where s is below 0.2. It collapses where s becomes very large (above 0.5, say).

240 Bilaga 3 SOU 999:24 Annex 2 Simplified aggregation scheme in four steps Aggregation level Year-to-month index Year-to-year index All Item level, y,m y,m y y I aggregated from NA y- 2 = Wh Iy -2;h, where I y- = Wh I y-;h where h h groups, denoted h y -2 (A2.) V (A2.b) h y y- W h = V y -2 hvh V (A2.5) NA group level, aggregated from product subgroups, denoted g. Subgroup level, aggregated from elementary aggregates, denoted d. Elementary level, lining is done in lin months (lm, lm, lm2) once a year, usually in December or January I y,m y- 2;h = g h (A2.2) W (A2.2b) g h WI = y,m y- 2;g = d g h y,m g y-2;g V g h d y- 2 g V, where y- 2 g I W I where (A2.3) d g y,m y-2;d y,m Vd I y- 2;d W d = (A2.3b) V I I d y,m y- 2;d y,m lm lm2 y, m y - 2;d = Iy - 2;d xilm;d xilm2;d j d j d j d2 j d 2 j d3 j d3 w w w w j w w 2 j 3 j j 3 j / 2 j / / p p lm j p p lm j lm2 j p lm2 j y,m j p y,m j p y- 2 j p p p y- 2 j lm j p lm j lm2 j p lm2 j x x = (A2.4) (A2.5b) I W = h y y- ;h = g h (A2.6) (A2.6b) I g I W I Vg W g = V y y- ;g = d g (A2.7) d = V d g d V d y y-;h g W I d I y y- ;g I y y-;g I y y-;d y y- ;d I y y- ;d h, where y y-;g, where V V y y- h h y Iy -;h W (A2.7b) I y lm y y - ;d = I y - ;d xi lm;d j d j d j d j d 2 w 2 w w j w j 2 j / 2 j / p lm j p p lm j y j p y j p p y- j p y- j lm j p lm j = x ( A2.8)

SOU 999:24 Bilaga 4 24 Säsongsvariation I den här bilagan disuteras inledningsvis vad vi menar med säsongsvariation i KPI-sammanhang. Det onstateras att vad som främst behöver preciseras, vad avser principfrågor, rör sådan säsongsvariation som beror på att vissa varor och tjänster, inom ramen för hushållens givna preferenser, värderas olia beroende på säsong. Mot den bagrunden disuteras möjligheten att beräna ortperiodisa prisindex som an tolas som mått på förändringen över tiden av levnadsostnaderna. Det onstateras att en år-till-månad-län i princip avser jämförelser av årsmedelpriser enligt prisläget den atuella månaden och under länens basår. Avslutningsvis disuteras ocså vissa brister i Laspeyres indexformel vid raftiga säsongsmässiga variationer i utbud och pris, samt föreslås en ansats för att omma till rätta med problemet. Däremot behandlas inte de pratisa svårigheterna att göra relevanta prisjämförelser när det föreligger sådana säsongsmässiga sillnader i varors fysisa valitet, eller ondition, som främst vidlåder vissa typer av färsa grönsaer och färs frut. Vad är säsongsvariation? Med säsongsvariation menar vi i allmänhet att utveclingen av priser och/eller onsumerade vantiteter under loppet av ett år påveras av ett mer eller mindre regelbundet säsongsmönster. Baomliggande orsaer är dels limat och dels onventioner eller institutionella fatorer som t.ex. julhandeln. De påverar dels tillgången på, eller produtionsostnaderna för, vissa typer av varor och tjänster och dels hushållens värdering av olia varor och tjänster. Säsongsvariationerna an således förlaras av varuvisa variationer från utbudssidan eller efterfrågesidan. Vi följer här Diewerts (s.75) ategorisering och säger att produter är säsongsvaror av typ (i) om de under någon del av året inte går att Diewert W.E.: Seasonal Commodities, High Inflation and Index Number Theory. Proceedings, Second meeting of the International Woring Group on

242 Bilaga 4 SOU 999:24 öpa. Andra nyttigheter, som erbjuds under alla årstider, är av typ (ii). Dessa är säsongsvaror av typ a) om hushållens värdering av dem är oberoende av säsongen. Säsongsmässiga variationer i onsumerade vantiteter beror då helt och hållet på att hushållen minsar onsumtionen då priserna är höga och öar den när priserna är låga, för att sett över hela året använda sina resurser så att deras totala välfärd maximeras. Om hushållen däremot värderar varor och tjänster olia beroende på säsong an vi alla dem för säsongsvaror av typ (ii) b). En vara är ingen säsongsvara om hushållens värdering av den är oberoende av säsong och onsumtionen är jämnt fördelad över året. Ett exempel på en vara av typ (ii) a) an vara tomater av en viss valitet. Konsumtionen av tomater av god valitet är hög och priserna låga när de loala odlarna har sin naturliga sördesäsong, medan det omvända förhållandet gäller då tomater måste importeras från avlägsna odlingsplatser eller produceras till höga ostnader i uppvärmda väst-hus. Konsumenten värdesätter doc tillgången till tomater lia under hela året. Exempel på nyttigheter av typen (ii) b) an vara glass, eftersom variationer mellan månader avseende onsumerade vantiteter, beror snarast på att hushållen värderar glassonsumtion på sommaren högre, och efterfrågar mer glass då, än under den allare delen av året; säsongsbetonade läder som vi föredrar att öpa inför eller i inledningen av en säsong, eftersom det är då vi an få mest glädje av dem, i synnerhet om det är modeplagg som riserar att vara ute nästa gång det är säsong; resor och logi eftersom vår efterfrågan på resor av olia slag och destinationer i stor utsträcning är opplad till årstiden, oavsett om det gäller semesterresor eller resor till och från jobbet; energi för uppvärmning som inte är möjlig, eller dyr, att lagra, eftersom en enhet energi förbruad under sommaren bidrar mindre till att upprätthålla hushållets levnadsstandard än en enhet under vintern. I alla dessa fall är det tydligt att variationen över året av onsumerade vantiteter bara delvis, och ibland anse inte alls, an förlaras av variationer från utbudssidan. Price Indices - the Ottawa Group - November 995, Statistisa centralbyrån, Stocholm 996.

SOU 999:24 Bilaga 4 243 2 Levnadsostnadsindex och säsongsvariation Syftet med indexet är att ange förändringen över tiden av ostnaden för en oförändrad levnadsstandard. Vitiga förutsättningar för att ett index sall unna ges en strit sådan tolning är bl.a.: 2 att de varor och tjänster som hushållen an välja mellan för att tillgodose sina onsumtionsbehov är desamma i de jämförda tidsperioderna samt att hushållens värdering av varorna och tjänsterna i förhållande till varandra inte är olia i de jämförda tidsperioderna. Förhållandena därvidlag förändras mycet litet mellan två intilliggande år. Dessa förutsättningar bör därför vara gansa väl tillgodosedda när det gäller ett index som jämför prisläget under en tolvmånadersperiod med prisläget under en näraliggande tolvmånadersperiod, lisom vid jämförelser mellan säsongslia perioder, som t.ex. de vanliga tolvmånaderstalen. Förutsättningarna för att tola jämförelser mellan säsongsolia perioder som jämförelser av ostnaden för en viss levnadsstandard är betydligt sämre. Exempel på sådana jämförelser är mellan intilliggande månader; mellan december och en viss månad under påföljande år som de nuvarande orttidslänarna; mellan ett år och en viss månad som i de i apitel 3 föreslagna år-till-månad-länarna. I dessa fall innebär existensen av varor av typ (i) att den första förutsättningen sanas samt existensen av säsongsvaror av typ (ii) b) att inte heller den andra förutsättningen uppfylls. Sådana jämförelser måste därför tolas med försitighet. Diewert (ibid. s.7) anser t.o.m. att det inte tjänar något till att försöa jämföra sådant som inte är jämförbart och menar att det är tre olia typer av säsongsneutrala index som bör beränas och som ger värdefull information:. Ett index för orttidsjämförelser, där det är möjligt att jämföra prisläget mellan säsongsolia perioder, t.ex. mellan intilliggande månader. Ett sådant index sulle endast omfatta ice säsongsvaror samt sådana säsongsvaror som hushållen värderar på samma sätt oberoende av säsong, dvs. säsongsvaror av typ (ii) a). 3 2 Se vidare Bilaga 2 för en disussion av levnadsostnadsindex. 3 Min benämning "säsongsneutral" an uppfattas vara missvisande för det här indexalternativet. Eftersom säsongsvaror av typ (ii) a) ingår ommer de säsongsmässiga prisrörelserna på dessa att påvera index. Det speglar doc

244 Bilaga 4 SOU 999:24 2. Säsongsvisa index. Tillämpat på månader som den säsongsmässiga indelningen sulle det innebära tolv oberoende parallella index: ett index som anger förhållandet mellan prisläget i januari och prisläget i januari under basåret; ett index som anger förhållandet mellan prisläget i februari och prisläget i februari under basåret; etc. Vart och ett av dessa index sulle omfatta samliga varor säsongsvaror och ice säsongsvaror med varuviter enligt onsumtionens fördelning respetive månad under vitåret. 3. Glidande årsgenomsnitt är ett vägt genomsnitt av tolv parallella säsongsvisa index enligt ovan. Det innebär att man månatligen erhåller ett index som anger prisläget under den just avslutade tolvmånadersperioden i förhållande till prisläget under basåret. Det första indexet möjliggör orttidsjämförelser mellan godtycligt valda perioder. Eftersom en så stor andel av onsumtion avser varor och tjänster som på ett eller annat sätt an uppfattas som säsongsvaror av annat slag än de som Diewert menar sall ingå i index, ommer täcningen i ett sådant index att vara mycet liten i förhållande hela den privata onsumtionen. För de flesta tillämpningar som är atuella, har ett så begränsat index ett ringa värde. Däremot är det möjligt att det sulle unna bidra till att tidigt identifiera en förändring i den rådande prisförändringstaten. Den andra typen av mått innebär totalt sett en bättre täcning, men ocså att prisutveclingen i princip endast an analyseras och tolas var för sig för de olia segment av onsumtionen som respetive säsong utgör. Det innebär t.ex. att en sillnad mellan ett tolvmånaders-tal för april och ett för maj inte an tolas som en ändrad inflation eftersom utfallet an vara resultatet av att identisa varuvisa pris-relationer vägts samman med säsongsmässigt olia vägningstal. Av flera säl är det naturligt att primärt efterfråga ett mått på den successiva utveclingen av prisnivån avseende en årsonsumtion. Det är ocså innebörden av det tredje säsongsneutrala indexet, lisom av den indexonstrution som föreslås i apitel 3. I övrigt finns doc såväl liheter som sillnader: Eftersom år-till-år-länen beränas efter jämförelseperiodens slut är det möjligt att beata ocså onsumtionsmönstret under jämförelseperioden och beräna länen som ett index enligt Walsh. Ett atuellt glidande årsgenomsnitt måste av pratisa säl vara baserat på äldre viter. I övrigt är år-till-år-länen samma index som det bara det förhållandet att sillnader på utbudssidan innebär att levnadsostnaden fatist siljer sig mellan olia delar av året.

SOU 999:24 Bilaga 4 245 glidande årsgenomsnittet men den beränas inte för andra tolvmånadersperioder än alenderår. År-till-månad-länen är lisom det glidande årsgenomsnittet av pratisa säl ett index enligt Laspeyres, dvs. med viterna hämtade från basperioden. Ett index enligt år-till-månad-länen är doc mer atuellt i den meningen att det anger prisläget under den just avslutade månaden istället för under den just avslutade tolvmånadersperioden. Det glidande årsmedeltalet är doc ett väsentligt mer tillförlitligt mått avseende den tidsperiod indexet besriver. Det beror på att det glidande årsgenomsnittet baseras på fatist observerade priser under respetive månad och an motiveras utifrån gängse antaganden inom den eonomisa ansatsen till index-teorin, medan år-till-månad-länen är väsentligt mer hypotetis till sin aratär. Vi sall nedan disutera närmare vad det innebär. Från principiella utgångspunter är det glidande årsgenomsnittet ett mycet tilltalande index, och det sulle inte vara svårare eller mer resursrävande att beräna. Den i apitel 3 föreslagna indexonstrutionen har doc tre avgörande fördelar:. Indexets långsitiga utvecling bestäms av år-till-år-länarna enligt Walshs indexformel varför något systematist fel enligt Laspeyres indexformel inte acumuleras, 2. Indexets år-till-månad-län speglar ett mer atuellt prisläge, 3. Indexet anger den månadsvisa prisnivån och an därför utgöra underlag för mer förfinade ortperiodisa analyser 3 Månadens årsmedelpris principfrågor Bristerna i år-till-månads-länens tillförlitlighet har att göra med att det är en årsonsumtion som sall prismätas. I den utsträcning som säsongen bestämmer vilen nytta onsumenterna har av en viss onsumtion, är årsonsumtionen i princip definierad även i termer av hur onsumtionen av olia varor och tjänster fördelar sig över året. När vi talar om prisläget i exempelvis mars vill vi veta vad ostnaden då är för en onsumtion som hushållen betratar som livärdig med hela vitårets onsumtion. Det betyder i princip att vi måste bilda oss en uppfattning om vad årsmedelpriset i mars är för de varor och tjänster som hushållen onsumerar under ett år. Alltså: Vad innebär prisläget i mars för sådana öp som hushållen upplever som evivalenta med de öp som man under vitåret gjorde i mars och i januari, februari samt april

246 Bilaga 4 SOU 999:24 december? I pratien är vi oftast hänvisade till att imputera den atuella månadens observerade pris som det pris som an anses gälla för öp som är evivalenta med hushållens onsumtion under andra månader. När varor säsongsmässigt försvinner från marnaden är det uppenbart att imputeringarna måste vila på en ännu mer osäer grund än annars. När man tolar ett månatligt index som ett mått på den relativa förändringen av ostnaden för en oförändrad levnadsstandard, innebär det att man implicit eller explicit bestämmer de priser $p som sulle observeras om det var möjligt att varje månad upprepa de öp som hushållen gjorde under hela basåret. Dvs. inte enbart med avseende på vila varor och tjänster som öptes, utan ocså med avseende på den tid på året som inöpen gjordes. Allt för att vi sall unna uppfatta onsumtionen som helt livärdig. Det är alltså en mycet abstrat ostnadsförändring som vi vill mäta! Med implicit menar vi att metoden att beräna indexet valts ad hoc utifrån pratisa överväganden eller sunt förnuft. Med explicit menar vi att man gjort ett medvetet val av metod för att så bra som möjligt uppfylla syftet med indexet. Avsiten är att här utvecla ett sätt att resonera för att explicit bestämma det atuella prisläget för en årsonsumtion. Det innebär emellertid inte att det prisläget an bestämmas med någon större precision vad gäller säsongsvaror. Vi sall ocså, i någon mån, disutera aratären på de fel vi måste acceptera i ett index med den önsade tolningen. De enla fallen Vi startar från den indelning i olia typer av varor som vi använde i inledningen och onstaterar att ice säsongsvaror (t.ex. tandräm) samt säsongsvaror av typ (ii) a) (t.ex. tomater av en viss valitet) bör unna avföras från vidare disussioner i det här sammanhanget. De priser som observeras en viss månad avser varor eller tjänster som per enhet bidrar lia mycet till hushållens levnadsstandard oavsett vilen tid på året det är. De an därför diret tolas som det atuella prisläget för en årsonsumtion. Säsongsrensning som imputeringsmetod Låt oss anta att för en del säsongsvaror av typ (ii) b), t.ex. el för uppvärmning, vinterjacor samt loaltrafiens periodort, speglar en säsongsmässig prissättning hushållens givna preferenser snarare än

SOU 999:24 Bilaga 4 247 variationer från utbudssidan. Om de säsongsvisa prissillnaderna på dessa nyttigheter motsvarar sillnaderna mellan säsongerna i hus-hållens värdering av respetive nyttighet an de hypotetisa priserna $p avseende öp som är evivalenta med öpen under de övriga månaderna sattas genom en onventionell säsongsrensning. Exempelvis: Vid beräning av en indexlän avseende mars är det imputerade priset för aprilöp lia med det observerade priset i mars justerat med den etablerade säsongsmässiga relationen mellan observerade priser för månaderna april och mars. På motsvarande sätt är priset för majöp lia med det observerade priset i mars justerat med den etablerade säsongsmässiga relationen mellan observerade priser för månaderna maj och mars, osv. Säsongsfatorerna sattas utifrån historisa prisdata (vinterjacor) eller bestäms utifrån basårets fastställda taxa (el och loaltrafi). Det imputerade priset på vara j vid öp månad µ enligt prisläget månad m år y an i det fallet srivas, µ µ y, m p$ y, m ; j sm pj =, () där s m µ är säsongsfatorer. Ice jämförbara varor På andra säsongsvaror av typ (ii) b) an hushållens värderingar av tillgången till nyttigheterna variera säsongsmässigt på samma sätt som för el, vissa läder och för loaltrafi, utan att priserna varierar positivt med efterfrågan. Glass och hotellrum (ej turisthotell) an anse tjäna som exempel på sådana områden. För glass är priserna pratist taget desamma året runt, trots att hushållen värdesätter varan betydligt högre under sommaren än under andra årstider. Genom att sätta de hypotetisa priserna lia med det atuella observerade priset översattar indexet ostnaden för en viss levnadsstandard under sommaren och undersattar den under andra tider på året. Även om vi under sommarmånaderna i princip sulle vilja imputera lägre valitetsjusterade hypotetisa priser för den del av glassonsum-tionen som ser under resten av året, och omvänt under vinter-månaderna, så sanar vi all grund för att bestämma storleen på en sådan justering. Det atuella observerade priset får därför i pratien gälla som vår bästa sattning av vad det atuella prisläget implicerar för priser vid öp som är evivalenta med dem som görs under andra månader. Hotellpriserna är t.o.m. lägre på sommaren då hushållen efterfrågar dem som mest. Det betyder att hushållen vid öp av hotelltjänster under

248 Bilaga 4 SOU 999:24 sommaren, för ett mindre belopp t.o.m. erhåller ett större bidrag till sin levnadsstandard än vad man gör andra tider på året. Det förhållandevis låga pris som observeras under sommaren bör därför unna uppfattas som en övre gräns för det hypotetisa pris som an anses vara det atuella prisläget avseende öp som är evivalenta med de öp som görs under andra tider på året. På motsvarande sätt gäller under de tider på året då hotellpriserna är relativt höga att hushållen för det högre beloppet inte ens erhåller samma nytta som under sommaren. Det förhållandevis höga pris som observeras under den större delen av året an därför uppfattas som en lägre gräns för det hypotetisa pris som då an anses vara det atuella prisläget avseende öp som är evivalenta med de öp som görs under sommaren. Inte heller i det här fallet an vi göra annat än att sätta de hypotetisa priserna lia med det atuella observerade priset. Varor som sanas När det gäller säsongsvaror av typ (i) råar vi ut för att det sanas ett observerbart pris för den atuella månaden. Ocså dessa varor an delas in i underategorierna a) om säsongsvariationerna an sägas härröra från utbudssidan och b) om de helt eller delvis beror på hushållens givna preferenser. För en sanad vara av typ a) an en existerande efterfrågan inte tillgodoses i någon utsträcning. Kanse gäller det färsa välsmaande jordgubbar i januari. Den eonomisa ansatsen till indexteorin implicerar i det fallet, att det atuella priset är det förhållandevis höga reservationspris som innebär att ingen efterfrågar jordgubbar. Eftersom varan är av typ a) så är det sålunda sattade atuella reservationspriset det hypotetisa pris som ocså sall anses utgöra den atuella prisnivån för öp under andra delar av året. Ambitiösa metoder för att satta reservationspriset an här öa Laspeyreslänens substitutionsfel. Vi återommer till det i avsnitt 5. En vara av typ b) an sanas därför att ingen efterfrågar den under den atuella tiden på året. I princip sulle vi vilja imputera hypotetisa priser för öpen under de andra månaderna som förhåller sig på ett säsongsmässigt normalt sätt till priset den atuella månaden, men eftersom ett sådant sanas måste imputeringen göras på annat sätt t.ex. genom att anta att de priser som imputerades senast ett atuellt pris unde observeras alltjämt gäller eller att de förändrats lia mycet som priserna på några andra varor.

SOU 999:24 Bilaga 4 249 4 Månadens årsmedelpris tenis besrivning År-till-månad-länen jämför prisläget en viss atuell månad m år y med prisläget år y-2. Indexet för ett elementärt aggregat avseende en vara d är en produt av tre länar. Om december är den länmånad som tillämpas, betyder det en år-till-december-län, en december-tilldecember-län och en december-till-månad-län. Vi bortser här från existensen av butisviter (jfr. Bilaga 3, avsnitt 5.5): y, m y 2, 2 y, 2 y, m I = I I I = y 2; d y 2; d 2 y 2, 2; d y, 2; d j d y 2, 2 y 2 j j 2 = y 2 y 2, 2 y 2, 2 y, 2 p p p p j d 2 p j j p j d j d p p y, 2 y 2, 2 j j j j j d j d p p p y, m y, 2 j j p y, 2 y, m j j, (2) där p j är observerade priser för en ice säsongvara, eller en säsongvara av typ a), respetive månad i buti j, j d -2, d - respetive d, som säljer varan under respetive år. 2 2 y 2, m j m= y pj = wm; j p, (3) är medelpriset i buti j under basåret (y-2). w m;j är säsongsviter för buti j, dvs. respetive månads volymmässiga andel av butiens totala försäljning av varan. Den är sällan eller aldrig änd utan sätts lia med en nationellt sattad månadsvit, eller oftast lia med 2. Med efterfrågestyrda säsongspriser (2) innebär att via länmånaderna y-,2 och y-2,2, jämförs prisläget under den atuella jämförelsemånaden med det genomsnittliga pris-läget under basåret, som är ett vägt genomsnitt (3) av priset respetive månad under basåret. Om priset avser en vara som hushållen värderar olia y 2, 2 y 2 beroende på säsong, så an inte förhållandet p p uttryca ett sant förhållande mellan ostnaden enligt prisläget i december, basåret, och ostnaden under hela basåret, för ett visst bidrag till hushållens j j

250 Bilaga 4 SOU 999:24 y 2, 2 levnadsstandard. Den enda möjligheten är om p j an uppfattas som ett med p y 2 j helt jämförbart årsmedelpris ( ~ y 2 p, 2 j ), beränat över öp som är evivalenta, även med avseende på säsong, med dem som gjordes under basåret. Dvs. 2 y 2, 2 y p j = ~ 2, 2 p j = w p$ µ y 2, µ p y j där $ 2, 2; µ = y 2, µ ; j y 2, 2; j, (4) an uppfattas som det pris som sulle ha observerats i buti j månad µ basåret y-2 om länmånadens (y-2,2) prisläge för evivalenta öp, hade gällt redan då. w µ;j = w m;j i (3). y, m y, 2 På motsvarande sätt är den enda möjligheten att p p sall uttryca ett sant förhållande mellan ostnaden för ett visst bidrag till hushållens levnadsstandard, i jämförelsemånaden m år y och i länmånaden december år y-, att båda priserna an uppfattas som helt jämförbara årsmedelpriser avseende vitårets onsumtion, dvs. 2 y, 2 y p j = ~, 2 p j = w p$ µ respetive µ = y, m y, m p = p~ = w p$ j j 2 y 2, µ µ ; j y, m; j µ = y 2, µ ; j y, 2; j, (5). (6) Uttrycet (5) anger alltså det årsmedelpris som an beränas för buti j avseende basåret om prisläget i den sista (andra) länmånaden gällde alla månader under basåret. Uttrycet (6) anger på motsvarande sätt det årsmedelpris som an beränas om prisläget under jämförelsemånaden gällde alla månader under basåret. Observera att (4) definierades som ett årsmedelpris för buti j d -2 och att det finns ett motsvarande uttryc för buti j d - och; att (5) definierades som ett årsmedelpris för buti j d och att det finns ett motsvarande uttryc för buti j d -. Samtliga dessa fem årsmedelpriser bör alltså sättas in i (2) för att tydliggöra innebörden av det elementära aggregatet då hushållens givna preferensfuntion förlarar de säsongsmässiga prissillnaderna. För en säsongsvara av typ b) erhåller vi alltså j j

SOU 999:24 Bilaga 4 25 y, m y 2, 2 y, 2 y, m I = I I I = y 2; d y 2; d 2 y 2, 2; d y, 2; d j d y 2, 2 y 2 j j 2 = y 2 ~ y 2, 2 ~ y 2, 2 ~ y, 2 p p p p j d 2 ~ p j j p j d j d ~ y, 2 ~ y 2, 2 pj pj j j j d j d p~ ~ p y, m y, 2 j j ~ y, 2 ~ y, m p j pj. (7) År-till-år-länen sulle vara säsongsmässigt helt oomplicerad, och även beräningstenist sammanfalla med det 3:e säsongsneutrala indexet ovan, för intilliggande alenderår, om det inte vore för behovet av en länmånad. För en säsongsvara d av typ b) an en år-till-år-län som uttrycer förhållandet mellan prisläget år y och prisläget år y- srivas som en produt av två länar en år-till-december-län och en december-till-år-län: y, y, 2 y I = I I = y ; d y ; d y, 2; d j d y, 2 y j j = y ~ y, 2 p p j d ~ p j j p j d j d p ~ p ~ p y, m y, 2 j j p y, 2 y, m j j. (8) Det betyder att imputerade priser ommer med även här för att ange prisläget under länmånaden. Ett systematist fel i imputeringen av de månadspriser $p som ligger till grund för årsmedelpriset under jämförelseperioden i den första dellänen är doc själveliminerande om samma systematisa fel vidlåder bestämningen av årsmedelpriset under den andra dellänens basmånad. 5 Ett säsongsmässig Laspeyres-fel På den högre intermediära aggregeringsnivån (se huvudtexten, avsnitt 3.4.2) är år-till-månad-länen är ett Laspeyres-index. Det bör därför finnas en tendens till att översatta prisläget under jämförelsemånaden i förhållande till prisläget under basåret. Det beror på att hushållen under basåret haft möjlighet att välja en sammansättning av års-onsumtionen så att den var optimal utifrån de priser som gällde under loppet av ett helt år. En sådan sammansättning av onsumtionen är inte optimal för en

252 Bilaga 4 SOU 999:24 viss månad, om variationer i utbudet gör att priserna avvier från årsgenomsnittet. Om man däremot sulle välja att beräna år-till-månadlänen på basis av den för respetive månad typisa onsumtionen, bör man på motsvarande sätt förvänta sig att indexet undersattar prisläget under den atuella månaden i förhållande till basåret. Om vissa onsumtionsområden aratäriseras av betydande säsongsmässiga variationer i utbudet, som ocså ommer till uttryc i raftigt säsongsmässigt flutuerande priser, an snedvridande effeter på indexlänen elimineras om år-till-månad-länen istället beränas på basis av viter, som i lia stor utsträcning beatar årsonsumtionen som den typisa månadsonsumtionen. Dvs. år-till-månad-länen för en ategori varor h, beränas som (jfr. huvudtexten, avsnitt. 3.4.2, samt Bilaga 3): I y, m y 2; h, m y 2 y 2, m Pg Qg Qg W P, m g h g = = y y y m m g y =, ; P Q Q g h Pg g h g y, m 2 2 2 2 m; g y 2g g g g h W I, (9) där W m; g = g h V V V V I y 2, m g m; g y 2; g I y 2, m g m; g y 2; g, (0) och där V g och V m;g är värdet av basårets hela onsumtion inom underategorin g respetive värdet enbart under basårets månad m. Det innebär att de atuella varuviterna varierar från månad till månad. Även om viterna på den närmast högre aggregeringsnivån bestäms helt utifrån det totala onsumtionsvärdet under basåret, är det en omständighet som måste beatas om man överväger en beräning enligt (9).

SOU 999:24 Bilaga 5 253 Index för boendeostnader i egnahem Grundläggande definition av ostnad och indexuttryc Varatiga varor genererar under sin livstid en ström av tjänster som an tas i ansprå för onsumtionsändamål. Därvidlag är det ingen sillnad om hushållet hyr varan eller om man själv äger den. För ett hushåll som själv äger varan består den totala ostnaden för onsumtionen av driftsostnader etc. och av apitalostnader. De senare är dels ränteostnader och dels värdeminsning. Ett egnahem är en vara med synnerligen utsträct varatighet. Om vi bortser från sattesystemet an ett hushålls apitalostnad K vid en viss tidpunt t (period), för boende i egnahem, förenlat srivas som, 2 [ ( )] K = P r + d π, (a) t t t t där P t är husets atuella marnadsvärde, r t den atuella räntesatsen som hushållet an låna till och som man erhåller vid en alternativ placering av apitalet. 3 (d-π t ) är husets atuella relativa värdeminsning per år, som är nettot av två omponenter: För en disussion av den teoretisa grunden för uttrycet, se Jorgenson, Dale: The Theory of Investment Behavior. 967, ss. 29-55 i Determinants of Investment Behavior. Red. R. Ferber, New Yor, NBER. Jfr. vidare t.ex. Englund, Peter: Vägen till en bostadspoliti utan subventioner. Bilaga till den Bostadpolitisa utredningen SOU 996:56, s. ; Diewert, Erwin: The Theory of the Cost-of-Living Index and the measurement of Welfare Change. 983, s. 2 i Price Level Measurement, Statistics Canada, Ottawa 983. Red. W.E. Diewert och C. Montmarquette; Gillingham, Robert: Estimating the user cost of owner-occupied housing. Monthly Labor Review, Februari 980. 2 I APPENDIX i denna bilaga disuteras ett uttryc för en partiell ostnad, exl. ränta på eget apital, samt ett index som ansluter till den delen av ostnaden. 3 Räntan antas alltså vara densamma för eget och för lånat apital. Se vidare huvudtexten avsnitt 4.3.3.

254 Bilaga 5 SOU 999:24 dels den andel d av fastighetens värde som p.g.a. förslitning fysis förslitning och tilltagande obsolescens går förlorat under loppet av ett år. Förslitningsandelen är inte tidsindexerad eftersom vi utgår ifrån att den är densamma i alla tidpunter (perioder); dels en relativ apitalvinst fastighetsinflation avseende ett oförslitet fastighetsapital, π t δ P δ t t =, (2) P t dvs. prisförändringen per tidsenhet i tidpunten t, som andel av det atuella fastighetsvärdet. Den tidsenhet vi ränar med är år (lisom ränta per år och förslitning per år) eftersom vi genomgående vill beräna ostnaden för en årsonsumtion. π t är alltså den atuella bostadsprisöningen i tidpunten t uttryct i årstat. Om apitalvinsten är större än förslitningen, vilet åtminstone på några års sit har varit normalt för fastigheter, öar värdet snarare än minsar. Det an därför vara mer naturligt att sriva apitalostnaden för boende som ränta minus värdestegring [ ( )] K = P r π d, (b) t t t t men vi an ocså sriva den som [ ] K = P r π + d, (c) t t t t där differensen r t -π t definierar den bostadsrealränta som jämte förslitningen utgör apitalostnaden för boendet (före satt). Det grundläggande delindexet för hushållets apitalostnader (före satt) an vi nu sriva som voten mellan ostnaden för ett i alla avseenden identist boende vid två tidpunter (perioder), säg 0 och : I 0 K P r = = K P r 0 [ π + [ π + d] 0 0 0, (3) Observera att voten P P inte beror på π 0 0 eller π utan på δp t δt vid alla tidpunter t från 0 till, t={0,..., t,..., }.

SOU 999:24 Bilaga 5 255 Det grundläggande indexets egensaper Om den enda sillnaden mellan två tidpunter är att huset blivit mer värdefullt P >P 0 så stiger index. Det är helt enelt dyrare att nyttja ett större apital för boende. Om apitalvinsten (husinflationen) samtidigt minsar π <π 0 är indexuppgången än större. 4 Om apitalvinsten istället öar π >π 0 blir indexuppgången mindre. Om apitalvinsten steg tillräcligt mycet sulle indexet t.o.m. falla. Vad gäller förändringar i räntesatsen r får de de effeter på indexet som man rimligen förväntar sig. Höjda räntor leder till att index stiger och sänta räntor till att index sjuner. Om räntesats och apitalvinst hela tiden förändras parallellt bestäms indexet av förhållandet mellan P och P 0 på samma sätt som om räntesats och apitalvinst vore oförändrade. Om däremot räntesats och relativ apitalvinst förändras åt olia håll, leder det till raftiga svängningar i indexet och förhållandet mellan P och P 0 an få en helt marginell betydelse för utveclingen av indexet på ort sit. I tabellexemplet nedan faller apitalostnaden med 28 procent, boendeostnaden totalt med 4 procent och totalindexet med 5 procent, trots gansa blygsamma förändringar av räntenivå och husinflation, och trots att ostnaderna för drift etc., lisom ostnaderna för hushållets övriga onsumtion, inte förändrats. Tabell: Beräning av index för ett hushåll, exempel Tidpunt 0 Tidpunt Index tidpunt % tr % tr 0=00 Bostadens värde 000 030 Ränta, r 6,5 65 6,0 62 Relativ apitalvinst, p 2,5-25 3,5-36 Förslitning, d,0 0,0 0 Kapitalostnad 5,0 50 3,5 36 72 Drift etc. 50 50 S:a boendeostnad 00 86 86 Övrig onsumtion 200 200 Total onsumtion 300 286 95 4 Det är ju ingen motsägelse i att värdet av huset stigit samtidigt som husinflationen minsat. Det betyder bara att huspriserna steg ännu snabbare vid tidpunten 0.

256 Bilaga 5 SOU 999:24 Ett långsitigt perspetiv onstant bostadsrealränta 5 Eftersom det inte är möjligt att mäta ortsitiga förändringar av bostadsrealräntan, på ett tillförlitligt sätt, föreslås i huvudtexten, avsnitt 4.3.2, att apitalostnaden sall ränas vid den för prisbastidpunten sattade bostadsrealräntan. Den i sammanhanget relevanta bostadsrealräntan uppfattas därvid som sillnaden mellan räntan vid placeringar på förhållandevis lång sit, som motsvarar längden på hushållens bostadsinnehav, och husinflationsförväntningarna π 0 e på lia lång sit. En sålunda definierad realränta är normalt trögrörlig. Den fatisa bostadsrealränta som belastat boendet sett över hela innehavet, och som an avläsas ex post när bostaden slutligen avyttrats, bör därför inte avvia särsilt mycet från den som an sattas ex ante, vid början av eller under loppet av innehavet. För en mer ingående disussion hänvisas till huvudtexten. Uttrycen (c) och (3) an under den här förutsättningen srivas: e [ 0 0 ] K = P r π + d, (4) t t respetive I 0 K = = K 0 e [ π + d] e [ π + d] P r 0 0 P r 0 0 0, (5) dvs., med basperiodens räntesats och förväntade relativa apitalvinst i såväl nämnaren som täljaren. 6 Kapitalostnaden uppfattas alltså som proportionell mot det atuella värdet av fastigheten. 5 Ett förslag med en onstant bostadsrealränta framfördes ursprungligen av SCB till Indexnämnden i början av 980-talet. Se t.ex. PM nr 43, Indexnämnden 983. 6 Det är ocså möjligt att tillgodose restritionen onstant bostadsrealränta genom att sätta e $π r r π e = ( ), alternativt $r e e = π + ( r π ). 0 0 0 0 Det innebär att den ena omponenten, r respetiveπ e, ingår med det observerade värdet, medan den andra omponenten, $π e respetive $r, ges ett imputerat värde. I den här enla modellen sulle de alternativen ocså fungera. När sattesystemet tas i beatande får det emellertid onsevenser. Det beror på att apitalvinster från försäljning av privatbostad besattas

SOU 999:24 Bilaga 5 257 Sattesystemet Låt oss nu återgå till formen i uttrycet (b) men beata vad som sagts om långsitighet, och lägga till sattesystemet: e [( τ ) ( τθ)( π )] K = P r d + t t t t t t t T + P φ F S + Ω t t t t t (6) där τ t är sattesatsen för apitalinomster, f.n. 30 procent (0,3), och θ t är den andel av realisationsvinsten som är besattningsbar apitalinomst, f.n. 50 procent (0,5). Första raden i (6) anger således apitalostnaden efter apitalinomstsatt men före fastighetssatt m.m. Andra raden avser fastighetssatt, effeter på förmögenhets-satten, räntebidrag samt ev. merostnader för satt vid stora under-sott. Vi sall i fortsättningen bortse från dessa omponenter, eftersom de inte är väsentliga för den fortsatta disussionen (se vidare APPENDIX 2 denna bilaga). Ett index som anger förhållandet mellan apitalostnaden efter satt, i period och period 0, och med onstant bostadsrealränta, an nu srivas som I 0 [( τ ) e ( τθ)( π )] ( τ ) e ( τθ )( π ) K P r d 0 0 = = K P r d 0 (7), [ ] 0 0 0 0 0 0 dvs. ett index som påveras dels av ändrade fastighetsvärden och dels av ändrade sattesatser/regler. Prisbasperiodens satteregler Satten påverar emellertid hushållen på flera sätt, och i huvudtexten anförs att det, med tane på indexets användning, inte är någon fördel att ensidigt beata den boendeostnadsöning (-minsning) som en sattesänning (-höjning) medför. Kostnaden under jämförelseperioden avses därför beränas vid de under basperioden gällande reglerna avseende annorlunda än andra apitalinomster. Sillnaden i besattning innebär att apitalostnaden efter satt varierar med ortsitiga förändringar av räntan respetive den förväntade husinflationstaten.

258 Bilaga 5 SOU 999:24 apitalinomstsatt inl. satten på realisationsvinster. Index-uttrycet (7) an under denna förutsättning srivas I 0 [( τ ) e ( τθ)( π )] ( τ ) e ( τθ)( π ) K P r d 0 0 0 0 0 = = K P r d 0 [ ] 0 0 0 0 0 0, (8) och förändringarna av indexet beror därmed enbart på förändringar av fastighetens värde. Samtliga hushåll Den totala apitalostnaden, exl. fastighetssatt m.m., för samtliga hushåll h, h {,... h,...h} i prisbasperioden 0, an utifrån första raden i uttrycet (6) srivas: H H e [( ) ( )( )] K = P τ r τθ π d. (9) 0: h 0: h 0 0: h 0 0 0: h h= h= Denna ostnad föreslås approximeras med ε [( τ ) ( τθ)( )] K $ = P $ R Π D, (0) 0 0 0 0 0 0 0 som bestämmer apitalostnadsindexets vit i KPI. $ P0 är det sattade marnadsvärdet under prisbasperioden av vitperiodens egnahems-stoc. R 0 är den under prisbasperioden genomsnittligt gällande lång-sitiga räntan vid nya placeringar. Π 0 ε är de långsitiga förväntningarna avseende den allmänna inflationen, som antas inte siljer sig från motsvarande förväntningar avseende husinflationen (se vidare huvudtexten avsnitt 4.3.3). Kapitalostnadsindexet för samtliga hushåll bildas genom att summera över samtliga vitperiodens hus(-håll) i såväl täljaren som nämnaren i (8).

SOU 999:24 Bilaga 5 259 I 0 H K : h h= = H = K h= 0: h H h= I i= e [( τ ) ( τθ)( π )] P r d : h 0 0: h 0 0 0: h e [( τ ) ( τθ)( π )] P r d 0: h 0 0: h 0 0 0: h e [( τ ) ( τθ)( π )] e ( τ ) ( τθ)( π ) H = P r d 0: h 0 0: h 0 0 0: h H h= P r d h= [ ] 0: h 0 0: h 0 0 0: h P : h = P 0: h = () H = K Wh P : P h= h 0: h. e Vi antar att bostadsrealräntan ( r0 : h π 0: h ) är densamma för alla objet. Den relativa ostnadsviten per hus(-håll) blir då identis med bostadens andel av det samlade fastighetsapitalet K W = W = P 0: h 0: h P H 0: h H h= P0 : h, (2) h= varför apitalostnadsindexet utgörs av ett fastighetsprisindex avseende stocen av egnahem I I W P P : i 0 = i = FPI P i= 0: i 0 (3)

260 Bilaga 5 SOU 999:24 APPENDIX Ett partiellt ostnadsuttryc Om avsiten hade varit att nyta indexet till hushållens penninginomster summan av pensioner, löner, ränteinomster etc. är uttrycen (a-c) i princip för omfattande. Anta ett hushåll med en löneinomst W Y samt en förmögenhet F placerad till räntan r. Hushållets totala penninginomster P Y, inl. apitalinomster, används till hyran H för en bostad samt för att täca ostnaden M för onsumtionen av övriga varor. Sparande föreommer inte, dvs. P W Y Y rf H M = + = +. (4) Anta nu att hushållet istället har möjlighet att äga den atuella bostaden och finansierar innehavet med dels ett lån lån λp, där λ är andelen lånat apital av bostadens atuella värde P, och dels med eget apital (-λ)p. För egnahemsägaren gäller samma låneränta som för den tidigare hyresvärden och avastningen på alternativa placeringar är ocså lia, lisom driftsostnaderna Z. Boendeostnaden är därför densamma som för hyresgästen och den består av dels apitalostnaden K, t.ex. enligt uttrycet (b), och dels av driftsostnader H = K + Z = P[ r ( d) ] + Z π. (5) Den inomst som beostar boendet ser doc annorlunda ut när hus-hållet är egnahemsägare. Penninginomsten är nu bara P W Y= Y + rf r( ) P λ, (6) där r( λ ) P är det pennigbelopp som hushållet avstår i ränta på eget apital när det är placerat i bostaden. Eftersom boendeostnaden är densamma som tidigare får vi täna oss att egnahemsägaren ocså utnyttjar en imaginär egnahemsinomst på samma belopp för att beosta boendet. Dvs.

SOU 999:24 Bilaga 5 26 P Y + r( ) P = K + Z + M λ. (7) Om vi nu begränsar vårt intresse till den del av ostnaden som måste beostas av penninginomster, sall egnahemsinomsten dras ifrån uttrycet (7), P P Y = K r( ) P + Z + M= K + Z + M där λ, (8) [ ] ( ) P K = K P( λ) r = P r ( π d) P λr = = P λr ( π d), [ ] (9) är apitalostnaden exl. ränta på eget apital. Ett index exl. ränta på eget apital an nu, analogt med uttrycet (5) ovan, srivas som P I 0 e [ λ π + ] e [ λ π + ] P K P r d 0 0 = P = K P r d 0 0 0 0. (20) Här förutsätts att låneandelen λ sall hållas onstant som ett uttryc för lia standard med avseende på finansieringssättet. Sattesystemet an läggas till analogt med i uttrycen (6) (8) ovan. Uttrycet (20) har doc inte föreslagits ligga till grund för indexet för apitalostnader inom egnahemsposten (se vidare huvudtexten avsnitt 4..3).

262 Bilaga 5 SOU 999:24 APPENDIX 2 Övriga satte- och subventionseffeter Andra raden i uttrycet (6) srevs T P φ F S +Ω, (6') t t t t t P T är det för taxeringsåret omränade bastalet (taxeringsvärdet), och φ är fastighetssattesatsen. F är effeten på boendeostnaden av förmögenhetssatten: F=w[P W -P T -W] >0, där w är förmögenhetssattesatsen och P W är delarationsvärdet vid alternativ placering och W är beloppsgränsen för besattningsbar förmögenhet (f.n. 900tr). Om sillnader i förhållandet mellan delarationsvärdet och marnadsvärdet i stor utsträcning speglar sillnader i lividitet och ris mellan olia typer av tillgångar bör förmögenhetssatten inte beatas. S är räntebidrag som utgår till fastigheten. Ω slutligen är den ytterligare ränteostnad, netto, som uppstår vid stora undersott av apital: c c [ P r E I B] > c c [ E I P r B] ( τ τ' ) ( λ θπ) Ω= + ( τ τ) ( λ) ', där τ är den sattesats, f.n. 2 procent (0,2), som tillämpas på den del av ett undersott som överstiger brytpunten för reducerad satteredution för undersottsavdrag B (f.n. 00tr), I c är andra besattningsbara apitalinomster och E c är andra avdragsgilla apitalutgifter. Båda delarna av uttrycet är var för sig betingade av ett undersott större än B (bortfaller annars). Den första delen av uttrycet är merostnaden vid bostadsonsumtion och den andra delen av uttrycet är merostnaden vid ej bostadsonsumtion. Sillnaden utgör merostnaden av bostadsonsumtion. > 0 0

SOU 999:24 Bilaga 6 265 Bedömning av biasriser i onsumentprisindex (KPI) av fil.dr. Jörgen Dalén Inledning I denna rapport görs en genomgång av den internationella debatten om systematisa fel i KPI samt görs en motsvarande bedömning av biasens storle i det svensa KPI. Det centrala doumentet i denna debatt är naturligtvis den s.. Bosinommissionens huvudbetänande (Toward a More Accurate Measure of the Cost of Living, Bosin et al, 996) där bedömningen görs att USA:s KPI har en översattande bias på,% (indexenheter) per år. Föreliggande rapport har två huvudavdelningar. I den första sammanfattas den internationella debatten i USA och annorstädes. I den andra avdelningen görs en motsvarande genomgång av Sveriges KPI. Internationella biasutredningar USA Bosin et al (996) Utgångspunter Som utgångspunt för biasbedömningarna tar Bosin et al det fatum att KPI sall satta ett levnadsostnadsindex med följande formulering. The change in the cost of living between two periods, for example 975 and 995, tells us how much income people would have needed in 975, given the prices of goods and services in that year, to be at least as well off as they are in 995 given their income and services available then. (sid. )

266 Bilaga 6 SOU 999:24 Därutöver görs t.ex. följande förtydliganden: En s.. superlativ indexformel anses utgöra en utmärt approximation av det index som sulle erhållas vid en fullständig unsap om onsumenternas preferenser (sid. 23). Vad gäller aggregeringen över onsumenter påtalas att dessa har olia preferenser och att det är problematist att tala om en genomsnittlig eller en representativ onsument. (sid. 30) Detta problem nämns doc endast i samband med en disussion om värderingen av nya produter och butier. När ommissionen övergår till att disutera och evalvera de olia felällorna måste man doc tola bedömningarna som avseende någon slags medelonsument. Alternativt anser man att sillnaden i utfall inte siljer sig väsentligt mellan olia individer och grupper. Det bör doc observeras att inget försö görs att mer exat precisera den variant av teoretist levnadsostnadsindex som avses mätas genom KPI. Typer av bias Kommissionen identifierar fyra typer av bias: Substitutionsbias på hög nivå Vad gäller substitutionsbias på hög nivå avses försjutningar i onsumtionens fördelning mellan 207 produtstrata och 44 geografisa områden i USA. Bias avser här onsumenternas av index obeatade substitution av produter som öat mer i pris mot sådana som öat mindre. För att ge en uppfattning om detaljeringsnivån i produtstrata an nämnas strata som oladrycer respetive andra olsyrade drycer, pojtröjor respetive pojsjortor samt olletivresor inom städer respetive taxiresor. Det rör sig alltså i viss utsträcning om produtgrupper mellan vila efterfrågeelasticiteten an förväntas vara hög. Kommissionens bedömning av storleen på denna bias vilar entydigt på BLS-beräningar som jämför ett Laspeyresindex med denna nedbrytning med ett superlativt index (doc med månadsbas) som an beränas i efterhand. Enligt de senaste bedömningarna är denna bias över tidsperioden 987 995 i genomsnitt 0,5 (se t.ex. Shapiro & Wilcox, 997).

SOU 999:24 Bilaga 6 267 Substitutionsbias på låg nivå. BLS använder genomgående sannolihetsurval för att bestämma vilen produtvariant i vilet försäljningsställe som sall prismätas. Den formel som sall sattas är även på denna nivå ett Laspeyresindex. Till följd av de ofta mycet höga efterfrågeelasticiteter och effeter av sådana som uppstår mellan närliggande produtvarianter i samma eller närliggande butier samt de stora prisvariationer som betingas av säsongeffeter och ortvariga ampanjer så har det sattade Laspeyres-indexet en avsevärd bias på denna nivå. Moulton och Smedley (995) sattade denna bias till 0,49. Senare modifieringar av BLS-metoden hade vid tiden för Bosinommissionens publicering reducerat den till 0,25. (Genom en i april 998 beslutad övergång till geometrist medelvärde bedöms denna bias försvinna från och med januari 999.) Nya produter och valitetsförändringar Detta är den största och samtidigt mest ontroversiella delposten i ommissionens biassattningar. Tabell nedan är en bearbetning av en tabell på sid. 6 62 i ommissionens rapport som produtgruppvis redovisar dess bedömningar. Tabell : Bosinommissionens bedömningar av bias till följd av valitetsförändringar och nya produter. Produtgrupp Vägningstal Genomsnittlig bias (avseende 996) Bidrag till total bias Mat (hemma och ute) 7 0,3 0,053 Bostad 4 0,37 0,54 Kläder och sor 6,00 0,050 Transporter 7 0,34 0,058 Hälsovård 7 2,64 0,94 Underhållning 4 0,90 0,040 Andra produter 7 0,28 0,020 Totalt 00 0,62 0,569 Sillnaden mellan dessa bägge siffror beror sannolit på att ommissionen även anser att viten för hälsovård borde vara högre.

268 Bilaga 6 SOU 999:24 Här sall ort sammanfattas den disussion som ledde fram till de i tabellen redovisade bedömningarna. Livsmedel. Kommissionen hänvisar till valitetshöjningar till följd av (i) nya varuvarianter (se t.ex. Hausman, 996, studie av en ny typ av fruostflingor), (ii) öad tillgång på färs frut och grönsaer på vintern, (iii) en trend mot mer tjänster i stormarnaderna som eliminerar behovet av att åa till små specialbutier, särsilt färs fis-marnader och deliatessdisar, (iv) den genomgående stora öningen i sortimentet samt (v) öad variation och bevämlighet vad gäller utemat (både McDonalds och lyxrestauranger nämns särsilt). Retorist ställs frågan: How much would a consumer pay to have the privilege of choosing from the variety of items available in today s supermaret in-stead of being constrained to the much more limited variety available 30 years ago? Svaret ges av ommissionen: 5 20% mer för mat hemma. Motsvarande resonemang för utemat ger svaret 0% för denna produtgrupp. Genom att dividera dessa sattningar med 30 (år) erhålls den årsvisa biasen. Boende. Här ingår hyr- och ägarbostäder (i USA mätta genom en hyresevivalentmetod), men även bränsle, el och tele, möbler, vitvaror, radio-tv m.m. Vad gäller själva bostaden bygger ommissionens bedömning på en jämförelse mellan 976 och 993 av hyran per bostadsenhet med valitetsutveclingen mätt som bostadsyta, antal badrum, simbassänger, fri parering, limat (fler lägenheter i Södern), luftonditionering m.m. Man finner då att hyran per lägenhet öat % per år snabbare än KPI men att valiteten öat betydligt mer. En 0% förbättring över 40 år ger en bias på 0,25 per år för själva bostaden. Bland övriga poster inom boende rediteras särsilt abel-tv, möbler och telefontjänster med en 0% valitetshöjning på 0 år eller % per år. För vitvaror och radio-tv bygger bedömningen på Gordon (990) som med hjälp av modelljämförelser byggda på onsumentrapporter sattade biasen under 973 83 till 2,83 för vitvaror och 4,69 för radio- TV. Med hänsyn även till nya produter som video m.m. sattar ommissionen denna bias till hela 5,6 för åren 994 996. Den utifrån ovanstående bedömningar sammanvägda biasen för boendeposten blir så 0,37. Kläder. Kommissionen accepterar inte den vanliga uppfattningen att det inte ägt rum någon valitetsutvecling vad gäller läder. Man nämner förbättringar som denim jeans och shorts (?), avancerade löparsor, stryfria tyger och lätta regnläder. Biasbedömningen bygger på en jämförelse mellan KPI-läder och Sears atalog (en postorderfirma) i vilen identisa varor jämförts mellan 985 och 993. Man fann då att KPI öade,92% snabbare än Sears priser trots att Sears under perioden förlorade marnadsandelar. Trots detta nöjer sig ommissionen med den onservativa sattningen på % bias.

SOU 999:24 Bilaga 6 269 Transporter. De stora posterna här är nya och begagnade bilar, bensin, bilunderhåll, bilförsäring samt olletiva transporter av vila flygresor är störst (65%) i USA. För nya bilar anser ommissionen att deras öade livslängd, 48% från 970 till 993, har sänt den årliga användarostnaden med 6,7% eller ett årligt medelvärde på 0,79%. Den större delen av denna sänning sall ha inträffat under periodens tidigare del men 0,59% per år anses vara den nivå som gäller i dag och det blir följatligen sattningen av bias i dag. På för mig olara grunder blir sattningen av biasen för begagnade bilar,59% med en hän-visning till livslängdsbiasen för nya bilar. För övriga bilostnader antas en mycet liten bias och för olletiva transporter sätts biasen till 0 (den ansågs doc vara start positiv 972 82 p.g.a. att rabatterade resor ej beatades). Hälsovård. Detta är den post som enligt Bosin et al har allra största bias. Sattningen bygger på forsningsresultat som dels jämför generisa läemedel diret 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 sjuhus eller en operation). Dessutom anser Bosin et al att viten för hälsovård borde motsvara hela den samhällseonomisa ostnaden och inte bara den som betalas diret av onsumenten. De mycet stora förbättringarna i behandlingen av vissa sjudomar under senare år borde med detta synsätt ha påverat hälsovårdsindexet. Underhållning. Ingen bias anses föreligga för tidningar och tidsrifter. Sportutrustning och lesaer anses däremot vara behäftad med en bias som bara är något mindre (2%) än den för apitalvaror. Denna bias anses härröra helt från eletronisa spel för vila biasen för persondatorer på 5% anses vara applicerbar. För tjänster som motion och inträdesavgifter antas ingen bias trots öningen i omforten vid besö på idrottsevenemang. Andra produter. Finansiella tjänsters valitet anses ha öat med 2% om året, annars antas ingen valitetsöning. Nya butier Kommissionen hänvisar på denna punt till BLS-beräningar som sattar denna bias till 0,25 för vissa livsmedel och bensin. Denna bias anses unna beröra totalt 40% av KPI:s vit och alltså leda till ett biasbidrag på 0,0 för hela KPI. Denna omponent representerar sillnader i prisnivå mellan i urvalet nytillomna och utgående butier. (Obs. doc att hela denna sillnad inte betratas som bias utan bara en del av den, resten är valitetssillnad mellan butier.)

270 Bilaga 6 SOU 999:24 Man an möjligen fråga sig vad distintionen mellan denna felälla och substitutionsbias på låg nivå är. Den senare får doc anses vara enbart en följd av den använda aggregeringsformeln medan nya butier avser försjutningar i butispopulationen. Sammanlagd bedömning Tabell 2 nedan redovisar ommissionens sammanlagda bedömning. Tabell 2: Sammanlagd bias i USA:s KPI enligt Bosin et al (996) Biasälla Sattning Substitutionsbias på hög nivå 0,5 Substitutionsbias på låg nivå 0,25 Nya produter och valitetsförändringar 0,60 Nya butier 0,0 Totalt,0 (rimligt intervall: 0,8-,6) Debatten om Bosinrapporten BLS svar I BLS (997) ger den myndighet som producerar KPI sitt officiella svar på ritien. Vi sammanfattar här svaret i den del som avser själva bedömningen av biasens storle. Punterna redovisas i den ordning som BLS tar upp dem.. BLS anser att viten för hälsovård är orret och följer normal KPIpraxis att utesluta tjänster som ej betalas ur onsumenternas egen fica. 2. BLS accepterar ommissionens bedömning av substitutionsbiasen på hög nivå. 3. BLS ifrågasätter däremot storleen av substitutionsbiasen på låg nivå. Kommissionens bedömning anses vila på att det geometrisa medelvärdet är rätt estimator i alla produtgrupper medan BLS anser att den i vissa fall, där substitutionselasticiteten är liten an undersatta det sanna indexet.

SOU 999:24 Bilaga 6 27 4. BLS anser att ommissionens sattning av bias till följd av nya butier är en övre gräns för det möjliga felet i och med att det bygger på antagandet att nya butier har samma valitet som gamla. Dessutom anser man att extrapoleringen av Reinsdorfs (993) sattningar till andra produtgrupper sanar grund. 5. Vad gäller valitetsförändringar hänvisar BLS till att börja med till det fatum att de av byrån fatist företagna justeringarna implicerar en genomsnittlig valitetshöjning med,2% (,7% över grupper som representerar 70% av viten) över hela KPI. Dvs. KPIöningen utan valitetsjusteringar hade varit,2% större per år. 6. I ett appendix ges två empirisa motexempel till ommissionens bedömningar som ifrågasätter dess alyler för färs frut och grönsaer samt bensin. 7. BLS anser att ommissionens uppgift om öningen av lägen-heternas genomsnittsyta är felatig och översattad. Hela den sattade biasen för bostad försvinner med detta. 8. Vad gäller bilar påpear BLS att en del av deras företagna valitetsjusteringar fatist avser aspeter som är relaterade till bilarnas livslängd. 9. För läder anser BLS det vansligt att göra bedömningar grundade på identisa varor. Speciellt påpear man att prisförändringar för många varor görs just i samband med införandet av en ny modell. 0. BLS påpear att hälsovård är en mycet heterogen grupp. Här ingår även sådant som tandläeri, opti, psyologer m.m. där valitetsutveclingen måhända inte varit lia snabb. BLS håller doc nu på att införa flera förbättringar i sin mätning av hälsovård.. BLS onstaterar att ommissionen ej tillämpat någon väldefinierad metod för sina sattningar. 2. Kommissionen har inte tittat på fatorer som sulle unna medföra undersattningar av index. Som exempel nämns lägre omfort vid flygresor samt försämrad valitet i den högre utbildningen. Dessa antyds eventuellt vara av större betydelse än det av ommissionen beatade införandet av automatisa reditortsläsare vid bensinstationerna. 3. Den ibland tillämpade metoden att läna bort hela prisförändringen vid ojämförbara varubyten riserar ocså att leda till undersattning. Andra synpunter De två risbanseonomerna Shapiro & Wilcox (996) gör en självständig bedömning av KPI-bias som leder till ungefär samma vantitativa slutsats som ommissionen strax under,0 totalt men

272 Bilaga 6 SOU 999:24 lägre för nya varor och valitetsförändringar. (De tillämpar rena intervallsattningar i stället för puntsattningar vilet försvårar jämförelsen en del.) Erwin Diewert (995) gör i princip samma bedömningar som ommissionen. Naamura (995) anser att tillväxten undersattats (och prisöningarna därmed översattats) med 2 3% i USA p.g.a. det ouppmätta onsumentöversott som är en följd av nya produter, produtvarianter och försäljningsanaler. Bedömningen grundas på en produtområdesvis genomgång av eonomin. Joel Popin (997) delar däremot i huvudsa BLS bedömning och ifrågasätter hela analysen av valitetsbias. Han eränner substitutionsbiasen men menar samtidigt att dess omponenter inte är additiva utan överlappande. Jim Klumpner (996) ifrågasätter ocså ommissionens bedömningar vad gäller valitetsförändringar. Nordhaus 2 (998) erinrar om sina tidigare utredningar om priset på ljus. Dessa implicerar en ljusbias på 3,6% årligen i ett KPI mellan 800 och 998 som sulle unna extrapoleras till ett antal linande tectonic shifts. Han disuterar så ett utvidgat levnadsostnadsindex som inluderar arbetsgivarfringisar, socialförsäringssatter och sociala regleringar som öar trygghet och säerhet. Han redovisar en alyl som leder fram till att den minsade dödlighetens värde för onsumenterna mellan 970 och 990 i USA motsvarade en öad onsumtion på,3% per år. Sist men inte minst visar han en analys som jämför öningen i hushållens fatisa medianinomst mellan 968 och 994 med en undersöning där ett urval hushåll fått svara på frågan om de tycer att de fått det bättre eller sämre sedan förra året. Ur denna analys härleder han en KPI-bias på 0,5 2,5 per år. I ett svar Bosin et al (998) går ommissionsledamöterna i svaromål på BLS riti mot deras utredning. De gör doc inga detaljerade ommentarer till ovanstående ritipunter utan nöjer sig med att understrya att deras totalsiffra på, står fast. De noterar att enighet tycs råda om substitutionsbiasens storle men påpear att vissa nya indicier an tyda på att den an vara ytterligare någon tiondel högre. 2 Nordhaus har ocså en mycet star tilltro till den eonomisa vetensapens raftfullhet 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 breathroughs in index number theory put a solid microeconomic foundation beneath this impressive edifice. (sid 59)

SOU 999:24 Bilaga 6 273 BLS har i pratien genomfört en rad åtgärder för att omma till rätta med biasproblemet, vila redovisas i Gordon (999). Han uppsattar ändå den därefter återstående biasen till 0,5. Några refletioner ring Bosinrapporten Bedömningarna av substitutionsbias står på fastare grund än de av valitetsförändringsbias. Grovt sett förefaller BLS godta drygt halva sattningen, alltså ungefär 0,6 men detta sägs inte explicit. Från januari 999 inför BLS det geometrisa medelvärdet vilet beränas minsa KPI med c:a 0,25 per år. I Bosin et al (998) formuleras något som sulle unna allas Bosinparadigmet för prismätning. Jag väljer denna drastisa term eftersom jag upplever att det är fråga om en ideologis/filosofis föreställning, vars vetensapliga grund inte är självlar. Jag illustrerar den här med några citat: New products are being introduced all the time and existing ones improved, while others leave the maret....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 ursiv) 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 now the consumer surplus triangles are positive, not zero (sid 6, förf. ursiv) Bosinparadigmet säger alltså i stora drag att: När onsumtionen i en fri marnadseonomi med tenologis utvecling försjuts från en produt/buti till en annan produt/buti så uppstår ett onsumentöversott som i ett KPI sall tolas som att nettot mellan valitets- och prisändring är positiv för onsumentmajoriteten och som därför sall föranleda en justering av den uppmätta prisförändringen neråt. Det synsätt som detta paradigm representerar an inte sägas prägla det som prisstatistier traditionellt arbetar efter. Detta leder osöt in på frågan om det finns någon värderingsfri mätning. Bör ovanstående synsätt anses vara vetensapligt belagt och därmed unna läggas till grund för prismätningar eller är det snarare

274 Bilaga 6 SOU 999:24 fråga om en ideologist betingad, marnadsliberal föreställning som inte bör få påvera officiell statisti? Biasutredningar avseende andra länders KPI Kanada Crawford (993), en risbanseonom, anger tre ällor till bias. Varusubstitution, vilet grovt sett är identist med substitutionsbias på hög nivå, anses var behäftad med en bias mellan 0, och 0,2 och troligen närmare 0,. Uppsattningen grundas, lisom i de ameriansa sattningarna på jämförelser med superlativa index i efterhand. För nya produter görs först bedömningen att de svarar mot högst 0,5% av onsumtionen under ett givet år. Om deras relativa prisminsning är 50% på fyra år (»% per år) sulle den årliga biasen unna bli högst 0,06%, vilet leder till slutsatsen att biasen an vara högst 0, per år. Vad gäller valitetsbias faller Crawford tillbaa på Gordons (990) sattningar för varatiga varor i USA. Han antar en valitetsförbättring på % för dessa vilet sulle ge en bias på högst 0,2%, enär viten för varatiga varor i Kanada är ungefär 6%. Vad gäller butissubstitutionsbias görs en empiris genomgång av försjutningen mellan olia slags butier. Högst 2% av onsumtionen inom berörda KPI-områden (som i sin tur antas vara högst 40% av hela KPI) anses försjutas mot lågprishandlare per år. Med en 0% prisnivåsillnad sulle biasen unna bli högst 0,02*0,4*0,=0,08% per år. Därutöver gör Crawford en jämförelse mellan alternativa metoder att beräna egnahemsposten. Den officiella metoden (som betecnas som money outlays) linar i mycet den svensa, som doc ocså inluderar eget apital. Han jämför denna med en alternativ metod som betecnas som rental equivalence och där hyresbostädernas hyres-utvecling imputeras. Han finner då att den officiella metoden ligger 0,2% över den alternativa i genomsnitt under perioden 983-9, vilet sulle unna tolas som en bias i den officiella metoden men lia gärna som en motsatt bias i den alternativa metoden. Den sammantagna bedömningen blir att en översattande bias i Kanadas KPI är mindre än 0,5% och mycet väl an vara nära 0 under många perioder. I en senare rapport Crawford (998) bedöms biasen till 0,5 som förväntat värde och högst 0,7. Hans sattning fördelar sig i fem delar:

SOU 999:24 Bilaga 6 275. substitutionsbias på hög nivå (0,), 2. nya produter (0, 0,5), 3. nya varianter ( brands ; 0, 0,5), 4. valitetsbias (0, 0,2) samt 5. butisbias (0,07 0,). Biasen för nya produter anses väsentligen härröra från varatiga varor (vitvaror och hemeletroni), och den för nya varianter är en grov bedömning. Vad gäller varatiga varor utgår han dels från Gordons (990) beräningar för USA men noterar ocså att det finns en undersattande bias för hyror och anse läder. Storbritannien Två rapporter om bias i Retail Prices Index (RPI) föreligger Oulton (993) och Cunningham (996). Oulton förefaller representera det brittisa finansdepartementet medan Cunningham är risbanseonom. Oultons genomgång är bland de första i raden av biasutredningar och föranleddes av tidiga, mycet grova antydningar från eonom- och risbanshåll om en möjlig, stor KPI-bias på flera procent. Lisom Crawford finner han att Gordons sattningar för varatiga varor sulle motsvara en bias på 0,2. Han tror att butisbiasen är mindre eftersom den brittisa detaljhandeln har ändrats mindre än den ameriansa. Han onstaterar som ett sammanfattande omdöme att de flesta av de möjliga biasriserna är översattande men att han inte funnit några tecen på en översattning på så mycet som 2% per år. Cunningham är mer detaljerad i sin genomgång. Substitutionsbiasen på hög nivå bedöms utan underliggande alyler till 0,05 0,%. Butisbiasen sätts till 0,2 (0, 0,25) bedömd efter en analys av försjutning av marnadsandelar för olia butistyper. Lisom Oulton applicerar han Gordons sattningar på de 20% av RPI som avser varatiga varor och finner att biasen blir 0,2 0,3. För nya produter får han fram ett mycet stort intervall från 0,0 till 0,5%. Intervallet för total bias blir sålunda från 0,35% till 0,8%.

276 Bilaga 6 SOU 999:24 Franrie Lequiller (997) präglas start av statistiproducentens perspetiv (författaren var vid srivandet ansvarig chef för de fransa KPI-beräningarna) till sillnad från Bosinommissionens miro-eonomisa utgångspunt. Han går igenom de olia felällorna och gör följande bedömningar: Eftersom Franrie tillämpar ett årsedjat index med två år gamla viter så anser Lequiller att substitutionsbiasen på hög nivå är försumbar eller iceexisterande. Denna slutsats motiverar han ytterligare med en studie som visar att ett fastbasindex för åren 980-90 sulle öa 0, procent mer per år än det edjade indexet. Denna studie omfattade de 295 produtgrupper som utgör den högsta aggregeringsnivån. 3 På mellannivån uppdateras inte viterna varje år. Detta föranleder en gissning om en substitutionsbias på 0,05 0,0 på denna nivå. På den lägsta nivån, de elementära aggregaten, används fasta viter. Här har Franrie börjat införa geometrisa medelvärden med effeten att index minsas med 0,0 per år, betydligt mindre än i USA. Motsvarande tal sulle alltså unna sägas utgöra en tidigare existerande bias. För nya produter och valitetsändringar anses ingen vantitativ bedömning unna göras. Bosinommissionens sattningar anses ogrundade och eventuella fel lia gärna vara under- som översattande. För nya butier anses en bias på 0, vara rimlig att anta, hälften av en uppmätt sillnad mellan medelprisernas och prisindexets utvecling. Den sammanlagda biasen anges i ett intervall mellan 0,0 och 0,25. Tysland Probleme der Inflationsmessung in Deutschland (Hoffmann, 998) är utgiven av eonomisa forsningsgruppen vid Deutsche Bundesban. Lisom andra biasutredare fastslår Hoffmann att uppsattningen av bias i huvudsa görs med ett COLI som måttstoc. Han disuterar doc även fallet med ett rent prisindex (reine Teuerung). Hoffmann behandlar fyra biasomponenter: 3 Denna slutsats strider doc mot den gängse teorin om substitutionsbias. När viterna, som i det fransa fallet, är hämtade från en period innan den som jämförelsen avser tenderar den beränade prisförändringen att bortse från substitutionsmöjligheterna vilet sapar en bias i förhållande till det sanna levnadsostnadsindexet.

SOU 999:24 Bilaga 6 277 Produtsubstitutionsbias (=substitutionsbias på hög nivå) utvärderas med hjälp av efterhandsberäningar avseende superlativa index, men bara inom livsmedel. Om samma bias sulle gälla för alla produtgrupper sulle resultatet bli en KPI-nivåbias på i snitt 0,05 per år. Med hänvisning till att sillnaden i andra länder visat sig större för andra produtgrupper bedömer han att storleen av denna bias an uppgå till 0,0. Hoffmann nämner inte uttrycligen substitutionsbias på låg nivå. Hans implicita bedömning torde vara att, eftersom Tysland tillämpar voten mellan medelpriser som elementäraggregatformel, så uppstår ingen sådan bias. Kvalitetsförändringsbias utvärderas med hjälp av en detaljerad studie av de tysa KPI-reglerna vid varubyten. Dessa påvisas ge olia effet vid olia inflationsnivåer. Ett ritist antagande är härvid att valiteten över hela KPI:s produtspetrum öar med maximalt % per år. Hoffmann motiverar detta antagande med en hänvisning till en öning i produtivitet och realinomst på 2% per år varav 50% bedöms spenderas på valitetsförbättringar. Om nu inflationen är måttlig (som i dagsläget) blir biasen strax under 0,50 per år. Om inflationen är mindre eller högre öar biasen. Bedömningen förutsätter att de loala prismätarna följer de centrala instrutionerna. Nyprodutsbiasen anses i linje med utländsa bedömningar ligga på c:a 0,0. Butissubstitutionsbiasen alyleras med hänvisning till dels en jämförelse mellan medelprisernas för mat utvecling i förhållande till motsvarande KPI-index, dels en studie av förändringsstruturen i detaljhandeln i Tysland. Slutsatsen blir att denna bias nappast an överstiga 0,0. Totalbiasen bedöms utifrån ovanstående till ¾ procent (0,75) under normala omständigheter. Hoffmannrapporten innehåller ocså mycet intressanta studier där hedonis teni används för att satta den sanna prisutveclingen för tvättmasiner, yl- och fryssåp. Resultaten från dessa studier förefaller doc inte att väsentligen påvera huvudslutsatserna. Japan Shiratsua (999) uppsattar biasen i Japans KPI till 0,90 (intervall 0,35 2,00). Av detta beror 0,70 av behandlingen av valitetsförändringar och nya produter, 0,0 på nya butier och 0,0 på substitutionsbias på låg nivå.

278 Bilaga 6 SOU 999:24 Bias i Sveriges onsumentprisindex Begrepps- och metoddisussion Att en statistis mätning har en bias innebär att dess resultat har en tendens att systematist silja sig från det i någon bemärelse önsade ( sanna ) resultatet av mätningen. Vi siljer principiellt mellan bias och varians, där det senare avser resultatens slumpmässiga fördelning runt det förväntade värdet. Begreppet bias förutsätter alltså att vi först definierat en måttstoc mot vilen felen sall utvärderas. Denna måttstoc an inte utgöras av något annat än ett teoretist levnadsostnadsindex (LKI). Ett problem med detta begrepp är doc att det inte är fullt operationellt utan räver ett antal ytterligare förtydliganden och specifiationer. Med hänvisning till Bilaga anger vi här några sådana ompletterande förutsättningar som ligger under vår biasdisussion.. Vad gäller aggregeringen över produter så är ett s.. superlativt index en god approximation till LKI. 2. Ett LKI avser en enda individ/hushåll. På samhällsnivå måste vi täna oss en aggregering över hela befolningen, plutoratist eller demoratist eller någon idé om en representativ onsument. Alternativt an vi pea på att det finns ett visst empirist stöd för föreställningen att index för olia socialgrupper inte siljer sig väsentligt över tiden. Analysen nedan vilar, lisom de i andra länder, närmast på förutsättningen att måttet är ett plutoratist sammanvägt index över befolningen. Förhoppningen är samtidigt att ett något annorlunda definierat mått inte över en längre tids-period sall vara systematist annorlunda. 3. En avgränsning av onsumtionsbegreppet är nödvändig för att marera KPI:s definitionsområde. Här begränsar vi oss i princip till nationalräensapernas (NR) begrepp privat onsumtion, dvs. till de produter (varor och tjänster) som onsumenterna betalar ur egen fica och anser alltså att KPI sall mäta de förändringar av ostnaderna för dessa produter, som är erforderliga för en onstant levnadsstandard betingat av en oförändrad tillgång till produter som inte finansieras genom den egna plånboen. T.ex. sall en höjd eller sänt nivå på tillgången till offentliga tjänster inte påvera KPI.

SOU 999:24 Bilaga 6 279 En disussion av bias har ocså en tidsdimension. Biasen varierar över tiden över ensilda år och över längre tidsperioder. Det huvudsaliga intresset i utredningens perspetiv bör nytas till en överblicbar framtida period och ärnfrågan i denna utredning blir då: Vila är riserna för bias i KPI under de närmaste åren med den metodi som nu tillämpas av SCB? Våra analyser nedan är av självlara säl gjorda på historist material medan slutsatserna är inritade på framtiden. Vad vi är intresserade av är huruvida det finns tendenser till övereller undersattning. Enligt statistis samplingteori genereras bias av alla avvielser från det ideala förfarande som utgörs av en väl-definierad population av objet som alla har en änd, positiv sanno-lihet att omma med i urvalet och vars mätvärden observeras utan fel. I KPI:s delundersöningar uppfylls i stort sett aldrig dessa förutsättningar och resultatet blir därmed en ur samplingteoretis syn-vinel närmast obegränsad uppsättning systematisa fel. Endast ett fåtal av dessa har emellertid någon tendens att över ett längre tids-perspetiv under- eller översatta index och huvudintresset ommer därför att inritas på dessa. Termerna neutral bias eller ritningsoänd bias ommer att användas i de fall, där väsentliga brister i förfarandet föreligger utan att man an säga att någon tendens till över- eller under-sattning blir resultatet. På grund av bostadspostens storle (/3 av KPI:s vit) och mycet speciella utformning väljer vi att behandla alla aspeter på den i ett särsilt avsnitt i slutet. Fram till dess gäller disussionen följatligen övriga delar av KPI med 2/3 av den totala viten. Slutligen: Siffrorna nedan avser i första hand långtidsindex. I de fall, där bedömningen blir annorlunda när det gäller orttidsindex anges detta särsilt. Produtsubstitution Med termen produtsubstitutionsbias avses det fel som begås genom att ett prisindex tillämpar onstanta viter och därvid bortser från onsumentens möjlighet att, inom ramen för ett oförändrat produtsortiment, försjuta sina onsumtionsval från produter vars relativpris öat till dem vars relativpris minsat.. På hög nivå. Härmed avses den aggregeringsnivå som ges av NRs årligen uppdaterade onsumtionsbelopp. I Bilaga 2 sattas detta fel som sillnaden mellan långtidsindex med nuvarande definition och ett superlativt index, ränat med ett alenderår som basår. Sillnaden blir då för långtidsindex i genomsnitt 0,04 (under-sattande bias) över åren 98 98 med en variation mellan 0,27 och +0,3. För

280 Bilaga 6 SOU 999:24 orttidsindex blir motsvarande bias +0,08 med en variation mellan 0,02 och +0,9. 2. På intermediär nivå. Härmed avses aggregeringsnivåerna ovanför elementära aggregat men under NR-nivån. Exempel är de fyra produtgrupperna ris, pasta, fransa, ex m.fl. som aggregeras till mjöl, gryn och bröd, grupperna tvättmasin, elvisp, dammsugare som aggregeras till hushållsapparater, olia loaltrafibolag som aggregeras till buss- och loaltrafi eller olia detaljhandelsbranscher som aggregeras till en produt. På denna nivå uppdateras inte viterna årligen eller så uppdateras de med eftersläpning och viterna avspeglar därför sällan det atuella årets onsumtion (undantag fr.a. alohol). Detta gör att onsumenternas substitutionsmöjligheter ej beatas, vilet leder till indexöversattning. I Franrie (se ovan) sattades en linande bias till mellan +0,05 och +0,0. En speciell omständighet gör doc att denna sattning inte an överföras till svensa förhållanden nämligen att en pris-omräning av viterna i vissa produtgrupper i långtidsindex görs som om viterna vore från atuellt år utan att de i realiteten är det. Detta ser mellan en nivå av c:a 00 grupper och ner till en nivå på c:a 300 delgrupper (varuoder), t.ex. för mjöl, gryn och bröd och hushållsapparater. Detta förfarande medför att viterna syste-matist säns för produter som öat i pris och vice versa för andra grupper. För att detta förfarande sall vara unbiased rävs att de berörda varugrupperna är normalelastisa. Emellertid an elasticiteterna på denna nivå i allmänhet antas vara mindre än ett vilet sulle medföra att förfarandet har en viss undersattande tendens. Denna motveras doc av den översattande Laspeyres-effeten på den lägre intermediära nivån. Vår slutliga bedömning av nettobiasen är därför att den är ritningsoänd med noll som mest sannolia värde. 3. På låg nivå. Här avses aggregeringen av ensilda prisobservationer, ofta utan viter eller med mycet grova viter till ett första elementärt index. I Sverige tillämpas den s.. RA-formeln (Dalén, 992), som är en nära approximation till ett geometrist 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 säert att det geometrisa indexet i genomsnitt visar väsentligt fel i vart fall är felets ritning på nuvarande unsapsnivå oänd. Som vår bästa bedömning sätter vi därför vår puntsattning för biasen till 0.

SOU 999:24 Bilaga 6 28 Nya produter och butier Butier I lihet med flera av de utländsa biasstudierna grundar vi vår bedömning av biasen för nya butier på statisti över struturförändringen inom detaljhandeln. Under en förmodligen lång historis period har en successiv försjutning sett från små butier med högre prisnivå till större butier, först snabböp sedan stormarnader och lågprisedjor med lägre prisnivå och större omsättning. Denna utvecling har ägt rum inom många varuområden men den statistisa informationen är lättast tillgänglig inom dagligvaruhandeln. Källor för den vantitativa disussionen nedan är Jacobsson et al (993) samt tre årgångar av tidsriften Svens Dagligvaruhandel (996 998). Mellan 986 och 99 öade antalet stora (>0 anställda) detaljhandelsbutier med c:a 2% per år medan de mindre minsade med 4 5% (Jacobsson, 993, tabell 5.). Cityvaruhusens andel av detaljhandelsomsättningen minsade från 4,3% 976 till 5,5% 99 medan stormarnadernas öade från 3,6% till 5,8% under samma tid (d:o, tabell 5.3). I tabell 3 redovisas försjutningarna i marnadsandelar mellan 98 och 2000. Tabell 3: Marnadsandelar inom dagligvaruhandeln 98 2000. Andel 98 Andel 99 Bedömd andel 2000. Cityvaruhus 3,3 6,4 3 2. Stormarnader 4,9 7,8 0 3. Övr. supermarets med säljyta>400 m 2 4,6 52, 63 4. Servicebutier 8, 9,3 6 5. Övriga butier 32, 24,4 8 Totalt 00 00 00 Källa: Jacobsson et al (993, tabell 5.2) De ategorier som öar (2 och 3) an generellt antas ha en lågprisprofil och vi ser att deras marnadsandel går från 46,5% till 73% under perioden, en öning med c:a,5 procentenheter per år. Under åren 994 997 öar enligt tidsriften Svens Dagligvaruhandel (996 998) lågprisbutiernas (enligt deras egen lassificering) marnadsandel inom dagligvaruhandeln med drygt % årligen. Inom branschen nämns som en allmän bedömning att prisnivån i genomsnitt är 0% lägre

282 Bilaga 6 SOU 999:24 i lågprisanalerna än i resten av beståndet. Då sulle den av KPI uppmätta prisutveclingen inom området som mest bli 0%*,5% =0,5% för låg. Dagligvarornas andel av den privata onsumtionen 99 var 6% men linande tendenser, men sannolit med mindre effet, gör sig gällande på andra produtområden som husgeråd och vitvaror, radio- TV, vitvaror, förtäring utom hemmet och i någon mån fritidsartilar samt läder och sor. Sammanlagt har dessa produtgrupper 33% av KPI:s totala vit. Som övre gräns för detta fels storle sätter vi därför 33%*0,5=0,05. Från denna maximala effet sall doc en redution göras i den mån de nya försäljningsanalernas valitet bedöms vara lägre än de gamla. Vad an sägas om de nya butiernas valitet i jämförelse med de gamla?. Kvalitetssänningen an bestå i längre transportsträcor (större ostnader i tid och pengar) och högre otrivsel i öpladorna. 2. Men en valitetshöjning an ligga i bättre pareringsmöjligheter och större sortiment som sparar tid åt onsumenten. 3. Det fatum att överströmning till de nya butierna ser visar att onsumenterna i varje fall inte betratar valitetsförsämringen som lia stor som prissänningen. Vi bedömer att dessa valitetsfatorer totalt sett drar något i negativ ritning och sätter som slutlig bedömning av nybutisbias en översattning i intervallet 0,03 0,05. I en nära framtid an den eletronisa handeln, via Internet, föranleda en annan bedömning på denna punt. Ännu så länge har denna anal inte uppnått någon stor marnadsandel men det an snabbt förändras. Inom vissa produtområden (böcer, Cd-sivor) är analen redan av betydelse och enligt en enät till de svensa öpmännen, redovisad i Fri Köpensap (998), ligger medianbedömningen på att Internethandelns andel av dagligvaruförsäljningen ommer att ligga på 2 5% inom två år. När sära betalningssystem införts på Internet an utveclingen bli mycet snabb. Produter Införandet av nya produter an betratas på flera nivåer. Dels gäller det helt nya typer av varor och tjänster som bygger på en ny tenologi och/eller tillfredsställer ett nytt onsumentbehov. På varusidan täner vi på sådant som videoamera, mobiltelefon och PC. På tjänstesidan an nämnas utförsåning på sidor, hamburgerrestauranger eller gymanläggningar. För sådana produter anses den eonomisteoretist orreta

SOU 999:24 Bilaga 6 283 behandlingen vara att som baspris för en jämförelse med det första priset vid varans införande uppsatta ett s.. reservationspris som är det pris vid vilet efterfrågan sulle bli noll för en (representativ) onsument. Om man lycas införa en produt i KPI med dess fatisa pris som baspris mycet tidigt, torde doc biasen bli mycet liten eftersom marnadsandelen i ett tidigt stadium ocså är liten. Den tat med vila nya produter infogas i Sveriges KPI är mycet varierande. Persondatorn infördes 996 och mobiltelefonen 994, vilet torde vara gansa snart efter det att de blivit massmarnads-produter medan de i USA om in i KPI först 998. Å andra sidan an anföras sådant som flygcharterresor (införd 989), anse 25 år för sent, utries flyg (infört 993) och motionsutövning (infört 997). Kommunal barn- och äldreomsorg som under 70- och 80-talen växte till stora onsumtionsområden har fortfarande inte införts (se nedan). En genomgång av nytillommande varuoder i KPI under perioden 98 97 visar att de genuint nya produterna normalt torde svara för högst % av viten varje år, ofta mindre. Bland dessa återfinns doc även sådant som trasmatta (98) och benjaminfius (985) dvs. nya varor som snarast återspeglar förändrade preferenser och där någon översattande bias av betydelse nappast finns p.g.a. försenad introdution. Frågan är nu vilen relativpristrend och vilen vit dessa produter uppvisade innan de inlemmades i KPI. Normalt bör man täna sig att produterna faller snabbt i pris men med en mycet liten vit i ett inledande sede innan de blir massproduter. Hoffmann (998) täner sig ett intervall på mellan 5 och 20% i fallande relativ-pris. Vi bedömer att den andel som har ett mycet snabbt fallande relativpris, på säg 20%, nappast an ha en vit på mer än 0, 0,2%. Om så en något större grupp, med säg 0,2 0,4% av viten, har ett fallande relativpris på 5 0% uppstår en bias på mellan +0,03 och +0,08. Vi bedömer att detta är en realistis storlesordning på detta fel. Men sedan tillommer det ocså på en lägre nivå nya produtvarianter en ny typ av fruostflingor eller ett nytt charterresemål. Ett exempel i större sala är Konsums blåvita varusortiment. På denna nivå är avgränsningen mot valitetsförändringar som disuteras nedan diffus. Man an säga att när en ny variant tillommer utan att en annan samtidigt försvinner så är det ur KPI-synvinel en ny produt i och med att en valitetsjämförelse inte görs. Ett försö har gjorts att studera omsättningstaten i varusortimentet på det område, där informationen är lättast tillgänglig, nämligen dagligvaruområdet. SCB erhåller årligen filer med i princip fullständig historis information om alla varuvarianter inom dagligvaruområdet som sålts av de tre dominerande blocen i Sverige: ICA, KF och Dagab. (Denna information används av SCB primärt för urvalsdragning av

284 Bilaga 6 SOU 999:24 varuvarianter för prismätning.) Populationen omfattar inom varje grossist för sig c:a 5000 varuvarianter och mängden synes öa år från år. Samörningar mellan intilliggande års varupopulationer visar att andelen nya varuoder rör sig mellan 0 och 50% årligen ett mycet brett intervall som även döljer ändringar i distributionssätt, förpacningsstorlear m.m. Doc vet vi att även det äta nytillsottet av varianter på ett år är betydande det räcer att erinra om några exempel som vi alla som onsumenter är väl beanta med: i) Konsums blåvita sortiment och Icas motsvarande lågprismäre ( ICA-handlarnas ), Konsums nya Signumsortiment; alla dessa utöas ontinuerligt, ii) det snabbt öade utbudet av olia sorters filmjöl, iii) antalet varianter av färdiglagade måltider, iv) innovationstaten vad gäller fruostflingor, v) införandet av oncentrerade och miljövänliga tvättmedel och sist men inte minst vi) sortimentet av etisa och eologisa produter. Om man i enlighet med Bosinparadigmet bedömer onsumenternas successiva överflyttning till alla dessa nya varianter som uttryc för ett stort onsumentöversott så an detta motivera relativt stora biassattningar. Som en övre gräns säg att 0% av dagligvaruomsättningen årligen är ny och att onsumenternas betalningsvilja för dessa nya varor låg 0% över det fatisa priset. Vi sulle då få en översattande bias på % för KPI-dagligvaror. Emellertid försvinner ocså många varor varje år och man får anta att för ett antal, visserligen färre, onsumenter representerar detta en förlust. På vår nuvarande unsapsnivå an heller inte uteslutas att de verligt nya varianterna bara svarar för ett par procent av omsättningen årligen. Den undre gränsen för denna bias torde därför ligga neremot en tiondels procent. Om vi antar att denna typ av bias lisom butisbiasen påverar 33% av KPI:s totala vit erhålls ett intervall för den översattande biasen på mellan 0,03 och 0,33. En närmare analys av det befintliga dagligvarumaterialet (lisom en del sannerdata), vilet tiden inte räct till för, borde unna snäva in detta stora intervall en del. Vi avstår här från att ange en puntsattning utan låter denna biasomponent ingå i en samlad bedömning nedan avseende valitetsförändringar och nya produter.

SOU 999:24 Bilaga 6 285 Kvalitetsförändringar Den mest svårbedömda men sannolit ocså största delposten i den bias som vidlåder ett onsumentprisindex är den som beror på de många små förändringar i produters innehåll och funtion och på det sätt dessa förändringar behandlas av statistiproducenten. Denna bias-älla är på ett omplicerat sätt sammanlänad med framför allt den bias som beror på nya varianter. Det bör inledningsvis noteras att SCB:s valitetsförändringsmetodi inte är enhetlig utan varierar raftigt från varugrupp till varugrupp. Vi nämner här några av huvudmetoderna: Dagligvaror. Nästan inga varubyten utförs utan försvinnande varor utesluts ur beräningen och prisförändringen beränas över det oförändrade sortimentet. Nya varianter tas in i en ny årslän utan jämförelse baåt, varigenom en planerad överlappningsmetod tillämpas. Varatiga varor, hemeletroni, sor, husgeråd m.m. Intervjuarna gör en valitetsbedömning vid varubyten under löpande år. I outredd utsträcning tas även nya varianter in i en ny årslän utan jämförelse baåt. Kläder. Hedonis metod, där årligen sattade oefficienter används vid varubyten. En diret orrigering görs för den bias som genereras av reaeffeter vid urvalsförfarandet inför den nya årslänen (gäller även sor). Nya bilar. En expertgrupp gör valitetsvärderingen mellan gammal och ny modell. Ett nytt bilmäre, lisom nya modeller som inte diret ersätter utgående, tas doc in i en ny årslän utan jämförelse baåt. För tjänster som t.ex. restaurangbesö, olletivtrafi m.m. görs aldrig några valitetsjusteringar utan valiteten anses oförändrad och nya produter/varianter/försäljningsanaler tas in i ny län utan jämförelse baåt. Låt oss nu åter betrata Bosinommissionens bedömningar av valitetsförändringsbias men förse dem med motsvarande svensa vägningstal.

286 Bilaga 6 SOU 999:24 Tabell 4: Bosin et als (996) bedömning av bias till följd av valitetsförändringar och nya produter, tillämpad på Sveriges KPI. Produtgrupp Bosin et als biasbedömning Vit, USA Vit, Sverige 997 Potentiellt biasbidrag, Sverige Mat (hemma och ute) 0,3 7 20,4 0,063 Boende (inl. inredning) 0,37 4 38,2 0,43 Kläder och sor,00 6 5,5 0,055 Transporter 0,34 7 8,3 0,062 Hälsovård 2,64 7 2,8 0,074 Underhållning (Fritid, 0,90 4 8,4 0,076 nöjen) Andra produter 0,28 7 6,5 0,08 Totalt 00 00 0,48 I tabell 4 redovisar vi vilen bias som sulle bli resultatet av att applicera Bosinommissionens bedömningar rat av på det svensa KPI. Nedan disuterar vi punt för punt rimligheten i en sådan överföring. Vi observerar inledningsvis att sattningarna i tabell 4 avser den sammanlagda biasen till följd av såväl nya produter, nya varianter som hanteringen av valitetsförändringar. Mat. För dagligvaror angav vi ovan en nyvariantbias på mellan 0, och. Vi ser att Bosinommissionens 0,3 snarare ligger i den nedre änden av detta intervall och alltså inte an betratas som någon extrem siffra. Vissa av de trender Bosin anger (öad service) synes doc inte ännu i större utsträcning ha nått Sverige. Boende. Se det särsilda avsnittet för själva bostadsposten. Häri ingår doc även hushållsmasiner samt möbler och husgeråd. Denna typ av varor importeras ofta och marnaden domineras av ett mindre antal ända mären. Kvalitetsutveclingen an därmed antas vara gansa liartad över hela västvärlden. Bosinommissionen upp-sattade en översattande bias i USA:s KPI på 3% för vitvaror och 4% för radio- TV. En bearbetning av USA:s KPI visar att under perioden 983 96 minsade radio-tv-index med i medeltal 2,6% per år medan det svensa under perioden 980 98 minsade med 3,2% per år. Om man i stället sulle se på ett relativprisindex (radio/tv i förhållande till KPI totalt) visade det under perioden på genomsnittliga minsningar med 8,% i Sverige gentemot 5,9% i USA. För vitvaror är doc KPI-talet i Sverige, såväl absolut som relativt, högre än det i USA och denna effet tar grovt sett ut den motsatta för radio-tv. KPI-viten är f.n. 0,6 0,7% för vardera av dessa grupper. Om man alltså tror på Bosinommissionens bedömningar sulle dessa grupper unna bidra med en översattande

SOU 999:24 Bilaga 6 287 bias på anse,3%*3%=0,04%. För övriga poster inom boende möbler, husgeråd och telefon accepterar vi till att börja med Bosins bedömning på % bias (se doc reaeffeter nedan) och anser att den väsentligen härstammar från det öade utbudet av teletjänster. Detta område har en sammanlagd vit på c:a 6%. Kläder och sor. Vad gäller läder siljer sig marnaderna i Sverige och USA troligen inte så mycet åt. Man an doc änna tvean inför Bosins värderingar av vad som synes vara gansa marginella förändringar. Utredningar vid SCB visade snarare på en ris för undersattande bias i SCB:s läderindex under 980-talet. Detta ledde till en omläggning till hedonis metod samt orrigering för reaeffeter som eliminerat denna ris. F.n. görs valitetsjämförelser vid varubyten inom ramen för definierade plaggtyper. Med Bosinparadigmet som ledstjärna torde det doc allmänt sett föreligga en ris för översattande bias på en så onurrensintensiv och dynamis marnad som den för läder. Sportlädessortimentet är något som raftigt utöats, lisom lågprisimporten. Den största risen för bias torde ligga i om representativiteten minsar till följd av nytillommande plaggtyper. Vi betratar Bosins sattning som en övre gräns för Sverige medan den undre gränsen är noll. Som puntsattning anger vi därför 0,5. Transporter, bilar. I januari 993 gjords vid SCB:s prisprogram en liten studie för att undersöa en eventuell bias i KPI:s bilindex. Ledamöterna i expertpanelen för bilmätningen ombads bedöma vad som vid denna tidpunt sulle vara ett rimligt värde för nya bilar av fyra olia mären av 975 års modell. På detta sätt erhölls ett alternativt prisindex, grundat på en diret valitetsjämförelse mellan bilar med av olia årgångar, som unde jämföras med KPI:s officiella bilindex. Det alternativa indexet implicerade en prisutvecling på 5,94% per år medan det officiella öat med 8,08% per år. Med 993 års bedömningar (som i och för sig grundas på detta års preferenser vad gäller bilsäerhet m.m.) sulle detta innebära en översattande bias på 2, procentenheter. Ingen förändring i KPI:s metod för bilindex har gjorts efter 993 som an föranleda en väsentligt annan bedömning i dag. Bilarnas totala vägningstal har under perioden legat runt 3%, varför effeten på KPI totalt sulle bli en översattande bias på 0,06. Transporter, olletivtrafi (flyg, tåg, buss, båt, loaltrafi). Kvalitetsfatorer här an vara: snabbhet, turtäthet, tidhållning, olycsris och omfort. Nettot av dessa är ej ända: Det är lätt att pea på både försämringar (nedlagda stationer, lotter, några stora olycor på senare tid, förseningar) och förbättringar (öad snabbhet och turtäthet, fler stationer på tunnelbanan, eletronis boning och information). Vi betratar en eventuell bias som ritningsoänd och sätter därför puntsattningen till 0.

288 Bilaga 6 SOU 999:24 Hälsovård. I Sverige är sjuvården till största delen offentligfinansierad och sluten sjuhusvård ingår överhuvudtaget ej i KPI. Enligt vår princip om en betingad levnadsostnadsindex faller valitetsutveclingen inom denna del utanför KPI och sall ej påvera en biasbedömning. Delposten fördelar sig enligt: läemedel (0,7%), (öppen) läarvård (0,7%), tandläare (,0%), glasögon (0,2%) och sjuvårdsartilar (0,%). För receptbelagda läemedel anger Bosinommissionen en bias på 3,0%, som är grundad på atuell forsning (Griliches och Cocburn, 994) och som vi därför bör unna applicera även på Sverige. Övriga poster avser doc områden med väsentligt långsammare valitetsutvecling och, vad gäller den öppna läar-vården, även inslag av valitetsförsämringar i 90-talsrisens spår. Totalt sett är det rimligt att anta en smärre valitetsförbättring på säg 0,5% för dessa poster i ett längre tidsperspetiv. Detta sulle ge en sammanvägd bias på,2% för hälsoposten. Underhållning och andra produter. Vi sanar grund för en annan bedömning än Bosin. Eletronisa lesaer, abel-tv, hyra av videofilm, har oneligen revolutionerat underhållningen, även om dess samhällsnytta är omtvistad. (Se doc reaeffeter nedan.) Reaeffeter. Slutligen måste vi pea på en särsild omständighet i ett edjeindex av svens typ som bör påvera vår bedömning de s.. reaeffeterna. Dessa består i det fatum att intervjuarna när en varuvariant först väljs ut för prismätning har en tendens att välja en ice prisnedsatt vara med ordinarie pris medan varan i mätårets sista månad har en normal och högre andel nedsatta priser. Norberg (998) visar att för ett 30-tal s.. valitetsvärderingsvaror omfattande 6,9% av den totala KPI-viten leder detta till en neddragande effet på %, dvs en total inveran på KPI på 0,07 i negativ ritning. Denna effet behöver inte nödvändigtvis utgöra en undersattande bias till större delen gäller det sådana högtenologisa produter (mobiltelefon, hem-eletroni och CD/TV-spel), där reaeffeten an avspegla verliga valitetssillnader. Doc påverar den våra aggregerade bias-bedömningar i negativ ritning eftersom detta är en speciell omständig-het för Sverige. Till en del är denna effet indiret beatad i ovan-stående resonemang detta gäller t.ex. radio-tv-området. För möbler och husgeråd, telefon samt för underhållning reducerar vi doc av detta säl bedömningen av översattande bias med sammanlagt 0,05. Denna genomgång leder oss till följande sammanfattande bild i tabell 5.

SOU 999:24 Bilaga 6 289 Tabell 5: Vår bedömning av svens bias till följd av nya produter och varianter samt behandling av valitetsförändringar. Bostadsposten ej inluderad. Varugrupp Bias inom grupp Vit Bidrag till total bias Mat 0,3 20 0,062 Hushållsmasiner 3,3 0,039 Möbler och husgeråd, telefon 0,5 6 0,030 Kläder och sor 0,5 5,5 0,028 Transport, bil 2, 3 0,063 Transport, övrigt 0 3 0,000 Hälsovård,2 2,8 0,032 Underhållning (Fritid, nöjen) 0,67 8,4 0,056 Andra produter 0,28 6,5 0,08 Summa 66,5 0,328 Övriga statistisa felällor Utöver de ällor till bias som bruar nämnas i en Bosininspirerad eonomis analys finns även andra typer av statistisa felällor som an ge upphov till bias. Vi nämner här tre typer: täcning, prismätfel och urvalsbias. Vad gäller täcning betratar vi dels en speciell post offentliga omsorgstjänster som i dag svarar för c:a,5% av privat onsumtion och dels övriga täcningsbrister. Undertäcning av offentliga omsorgstjänster Omsorgsavgifter utgör den största undertäcningsposten i onsumentprisindex, om man bortser från bostadsrätter och fritidshus (se nedan). De områden som avses är ommunala avgifter för barn-, äldre- och handiappomsorg. Dessa områden ingår doc i nationalräensapernas (NR) redovisning av privat onsumtion, såväl i löpande som fasta priser. NRs fastprisberäning bygger på ett stycpristänande, dvs. man ser till hur många individer som utnyttjat en viss tjänst och applicerar en basperiods priser på detta antal. Genom att dividera de relevanta NRserierna i löpande priser med motsvarande serier i fasta priser erhålls ett implicitprisindex (IMPI) som an jämföras med det index som i pratien fått representera dessa poster i KPI, nämligen KPI-totalt. Det an disuteras hur IMPI förhåller sig till KPI:s ideala index i den för omsorgsområdet speciella situationen med inomstrelaterade taxor.

290 Bilaga 6 SOU 999:24 Eftersom svårigheten att avgöra den senare frågan är själva orsaen till att omsorgsavgifter ej ingår i KPI är frågan svår att besvara. Doc an sägas att IMPI närmast motsvarar ett index där inomstförändringarnas effeter tillåts slå igenom diret i index, en s.. inomstexogen metod. Den alternativa, inomstendogena, metoden (som förenlat låtsas som om inomsterna öar som KPI) ommer att leda till lägre indextal under perioder av öande realinomster men då realinomsterna under 980 95 har öat med endast drygt ½% per år så blir sillnaden mellan ansatserna inte stor. Tabell 6: Jämförelse mellan NRs implicitprisindex för omsorgstjänster och KPI. Källa SCB (997a). År NR-omsorg, IMPI, t-/t KPI totalt, årsmedelvärde totalvit promille KPI-bias 80 00,0 00,0 8,2 8 24,2 2, 9,2-0, 82 08,4 08,6 9,6 0,00 83 06, 09,0 9,9 0,03 84 06,2 08,0 0, 0,02 85 02,0 07,4 9,8 0,05 86 07,2 04,2 9,9-0,03 87 04,6 04,2 9,9 0,00 88 02,4 05,8 9,7 0,03 89 00,4 06,5 9,4 0,06 90 4, 0,4 9,9-0,04 9,4 09,4 0, -0,02 92 0,7 02,2,6-0,0 93 7,5 04,7 3,4-0,7 94 08,8 02,2 4,4-0,0 95 06,2 02,5 5,2-0,06 96 02,7 00,5 5,2-0,03 Medelvärde, 8-96, -0,03 Medelvärde, 8-89 9,7 0,00 Medelvärde, 90-96 2,8-0,07 I tabell 6 ovan redovisas en jämförelse mellan IMPI och KPI för åren 98 96. Biaseffeten på KPI har varierat mellan en under-sattning på 0,7 enheter och en översattning på 0,06 enheter. I genomsnitt för perioden har KPI undersattats med 0,03 enheter till följd av denna

SOU 999:24 Bilaga 6 29 undertäcning, doc fördelar sig denna undersattning som 0 på 80-talet och 0,07 på 90-talet. Denna sattning beatar inte valitetsförändringarna inom detta område. Minsad personaltäthet inom barnomsorgen under 90-talet torde uppfattas som en försämring av många föräldrar, men minsade öer och öad täcning är samtidigt förbättringar. Inom äldreomsorgen sanas underlag för en initierad bedömning men öad resursbrist talar för att en försämring ägt rum. Detta föranleder sammanlagt en justering av den uppsattade biasen i ytterligare negativ ritning. Om valitetsförändringen totalt är oförändrad inom barnomsorg men blivit 0% sämre under en 0-årsperiod inom äldreomsorgen (40% av hela posten) motsvaras detta av en prishöjning på 0.4% per år. Med en vit på,5% blir bidraget till KPI-bias ytterligare 0,006. Vi noterar att bidraget till den totala biasen var stor ( 0,) under några år i början av 90-talet, då avgifterna på detta område snabbt öade till följd av minsad subventionsgrad. Före och efter denna period har den i stort sett endast legat på några hundradelar. Som vår bästa bedömning av biasrisen väljer vi därför siffran 0,04. Då denna bias är beroende av politisa beslut är det vansligt att ha någon bestämd uppfattning om dess tecen och storle i framtiden. Övriga täcningsbrister Ett stort område som ej täcs av KPI är onsumtion inom hushållens ideella organisationer, där facföreningsavgifter torde vara den största delposten. En värdering av effeten av denna uteslutning ur biassynpunt stöter på så många principiella problem att vi avstår från den här. Detsamma gäller onstföremål, som inte mäts som separat ändamål av NR och vars onsumtionsbelopp, därigenom är oänt. Ett tredje område som ej varit täct är avgifter för sluten sjuhusvård som ränats som offentlig onsumtion och uteslutits på den grunden. Det uteslutna beloppet har tidigare utgjort ½- promille av privat onsumtion och från och med 998 ingår det i hälsovårdsposten och vi avstår därför från någon explicit värdering av denna post. Bristande täcning av den population av produter och försäljningsställen som ingår i ett NR-ändamål föreommer i de flesta delundersöningar. I de flesta fall är denna biasälla i ett längre tidsperspetiv neutral. Här nämner vi några fall, där man an befara motsatsen. Telefoni. Vit 2,%. Undersöningen täcer ej nya atörer som ofta onurrerar med lägre priser. Detta an leda till en översattning av prisutveclingen. Ingår i sattning i tabell 5.

292 Bilaga 6 SOU 999:24 Frölö. Vit 0,2%. Detta vägningstal täcer av allt att döma även trädgårdsutrustning, t.ex. gräslippare, häcsaxar etc. Eftersom de senare an antas ha en långsammare prisutvecling bör en översattning av index bli följden. Kabel-TV. Vit 0,2%. Delindex omfattar bara filmanaler med en bedömningsvis elastis efterfrågan och prisminsningar. Det mer oelastisa basutbudet med prisöningar ingår ej. Detta torde leda till en undersattning av index. Annan undertäcning av större betydelse men med ritningsoänd bias är: (i) Varor i dagligvarusystemet som ej ommer med i sannolihetsurvalet. Det gäller varor som ej levereras av grossister samt nytillomna varor (ny-varabias behandlas nedan). Representeras av ingående varor, varugruppsvis. (ii) Vissa försäljningsanaler. Postorder, torghandel, mat i trafibutier, taxfreeförsäljning. Representeras av ingående försäljningsanaler, varuvis utom taxfree som representeras av KPI-totalt. (iii) Sommarvaror och vissa andra säsongvaror. Gäller baddräter, färsa jordgubbar, glasspinnar, semlor, julgranar, julsina och linande ting. Representeras av den varugrupp respetive vara ingår i. (iv) Motorcylar. Representeras till hälften av bilar, till hälften av cylar. (v) Långväga busstrafi och flygbussar. Representeras av loaltrafi. (vi) En fortfarande liten men anse snabbt växande älla till undertäcning är Internetförsäljning. Representeras produtgruppsvis av ingående försäljningsanaler. De felällor som disuterats i detta avsnitt ger bedömningsvis inget nettotillsott till den totala biasen. Prismätfel Det är i en del fall inte enelt att mäta det av onsumenten fatist erlagda priset. Sälen an vara olia former av dolda rabatter eller prutmåner i förhållande till det officiella priset. Här nämner vi några exempel på sådana felällor. Rabatter, bonus, uponger för dagligvaror och bensin. Neutralt om bedömningen är att omfattningen är oförändrad över tiden. Anledning till annat antagande finns ej. Förhandlingsutrymmet vad gäller slutligt pris på nya och begagnade bilar leder till ett fel i förhållande till det listpris som SCB tar in. Biasen

SOU 999:24 Bilaga 6 293 är troligen neutral i ett mycet långt tidsperspetiv men är undersattande vid stärt onjuntur (mindre prutmån) och över-sattande vid försvagad onjuntur (öad prutmån). För dagstidningar är diverse introdutionsrabatter på prenumerationer ej beatade. Dessas frevens an bedömas ha öat under senare år vilet sulle unna medföra en viss översattning av index. Viten för prenumererade dagstidningar är c:a 0,5%, så med en årlig bias på ett par % an det högst röra sig om en hundradel på index (0,02*0,5 %). En fitiv beräning avseende reparationer, tjänster an ha en stor men neutral bias. Obeatade sista-minuten-priser på charterresor är ytterligare en neutral biasälla. Konjunturvariationen linar den för bilar. Reapriser på böcer beatas inte alls. Neutral bias. De uppmätta priserna för utries flygresor är ibland långt ifrån de verliga, lägre, priserna. Om vi antar att prisonurrensen öat under senare år an en viss översattning av index ha blivit följden. Kabel-TV. Specialerbjudanden på filmanaler beatas ej. Kan möjligen ha lett till viss översattning då dessa infördes. Felen i detta avsnitt ger bedömningsvis ett extra tillsott till den översattande biasen på 0,02. Det största felbidraget här ger antagligen utries flygresor. Urvalsbias I många delundersöningar görs inte urvalen sannolihetsmässigt utan med någon variant av vota- eller cutoffprincip. Enligt samplingteorin ger detta upphov till en bias av oänd storle. I prismätningssammanhang sanas normalt anledning att befara att denna bias sulle ha någon bestämd över- eller undersattande tendens. Ett möjligt exempel på motsatsen är den s.. reaeffeten som beatats ovan, under valitetsförändringar.

294 Bilaga 6 SOU 999:24 Bostäder Bostadsonsumtionen i Sverige an fördelas i fyra huvudomponenter:. Hyreslägenheter 2. Bostadsrättslägenheter 3. Egnahem 4. Ägda fritidshus (Härvid bortses då från det hyrda fritidsboendet som ingår i hotelltjänster ) Nationalräensaperna uppsattar onsumtionsvärden för +2 tillsammans samt 3 och 4 var för sig enligt följande synsätt. Konsumtionsbeloppet hyra, flerfamiljshus beränas som fatisa hyror för hyresbostäder + imputerade hyror för bostadsrätter, där m 2 -hyran för hyreslägenheter imputerats. Konsumtionsbeloppet för nyttjande-värde, småhus bygger ocså på m 2 -hyra för hyreslägenheter applicerat på m 2 - yta, småhus men här har dessutom en uppräning gjorts med tomtvärdet, där uppräningsfatorn utgjorts av tomtens taxeringsvärde i förhållande till byggnadens. Konsumtionsbeloppet för nyttjandevärde, fritidshus är däremot baserat på rena driftsostnader. Vad gäller bostadsonsumtionen är prismätningsonceptet i KPI mycet omtvistat och varje disussion om bias måste ta hänsyn till detta fatum. Endast för hyreslägenheter, där det gäller att mäta fatist betald hyra, råder enighet om mätningens mål. För övriga tre omponenter är mätonceptet omtvistat. För att i denna situation belysa frågan om bias väljer vi änslighetsanalyser som vår huvudmetod. Frågeställningen blir då: Vad hade alternativa synsätt till det fatist tillämpade lett till för resultat? Vi väljer att struturera analysen enligt följande:. Metodfel, egnahem. Genom simuleringar av alternativa synsätt på egnahemspostens lösning an man få en uppfattning om sillnaden mellan det officiella indexet och de index som baseras på andra synsätt. 2. Fel p.g.a. uteslutning av bostadsrätter. Bostadsrätterna representeras nu i pratien av hyreslägenheterna. Vila resultat sulle erhållas med andra angreppssätt? 3. Fel p.g.a. uteslutning av fritidshus. Fritidshusen representeras nu till ungefär lia delar av egnahemmen och hyreslägenheterna. Vila resultat sulle erhållas med andra angreppssätt? 4. Vitfel, NR. NRs viter utgörs i pratien av framränade benchmars från 978. Under 999 avses en större revidering göras

SOU 999:24 Bilaga 6 295 och med ledning av preliminära beräningar an bedömningar göras av de tidigare felens ritning. 5. Fel i delindex. Härunder lägger vi alla felällor inom ramen för mätningen av ensilda delindex var för sig. Metodfel, egnahem Egnahemspostens indexdefinition är omtvistad. För att unna disutera bias behöver vi emellertid ha en uppfattning om detta. Den nuvarande beräningen bygger på ett synsätt där de totala ostnaderna för innehavet av småhuset följs. Av det totala vägningstalet (exl. uppvärmning) på c:a 5% av KPI:s totala vit svarar ränteostnader för c:a 60%, avsrivningar för 0%, fastighetssatt för drygt 0%, reparationer för 0% och va-avgifter och försäring för nappt 0%. Ränteostnadernas stora dominans har två orsaer. Dels anses hela husets ansaffningsvärde belastas med ränteostnader, alltså inte endast den lånade delen med motivet att även det egna apitalet som investerats i bostaden har en alternativavastning. Dels ränas ränteostnaden före satt (samtidigt som en diret sattepost, fastig-hetssatten, ocså finns med i alylen). Det är lart att denna beräning av viten för ränteostnader under 90-talets start fallande räntor har haft en raftigt neddragande effet på index. Vi gör därför den bedömningen att denna metod har en bias i förhållande till de i HIKP och KPI-utredningen nu disuterade metoderna. Vi simulerar nedan ett antal alternativa definitioner av egnahemsposten och försöer vantifiera dessas utfall 98 97. Hyresevivalentansatsen. (EKV) Med denna ansats sall egnahemmen representeras av hyrda bostäder som så nära som möjligt linar egnahemsenheterna. För att simulera denna ansats ersätter vi KPI:s ränteostnads-, avsrivnings- och fastighetssatteindex med hyresindex. Nettoansaffningsansatsen. (NET) I denna ansats som disuterats som ett alternativ i HIKP betratas den nyinöpta fastigheten som omedelbart onsumerad. Vi simulerar denna ansats genom att ta bort KPI:s ränteostnadsindex och låta apitalostnaden representeras av det nuvarande avsrivningsindexet som ju i stort sett avspeglar nybyggnadsostnaden enligt byggnadsprisindex (BPI) för gruppbyggda småhus (före 984 var det inte så och för dessa år har i stället BPI använts diret). I NET har den nuvarande avsrivningsviten tillämpats, som under hela perioden stabilt legat mellan och ½%. I NET2 har i stället en ny vit tagits in som utgörs av värdet av nybyggda

296 Bilaga 6 SOU 999:24 småhus under varje år för sig. Denna nya vit varierar raftig under perioden från c:a 6% år 98 faller den till ungefär ½% under de senaste åren. Uteslutning. (UTE) I många länder, lisom f.n. i HIKP, tas inte egnahemmens apitalostnad med i KPI. Vi simulerar denna ansats genom att beräna KPI exl. Ränteostnads-, avsrivnings- och fastighetssatteindex. Alternativostnadsansatsen. (REAL) Denna ansats föreslås i utredningens huvudbetänande. Vi simulerar den genom att lyfta ut ränteostnader, avsrivningar samt reparationer ur KPI samt lyfta in fastighetsprisindex med viten 4,4%. I tabell 7a b nedan redovisas den bias som blir resultatet om någon av dessa alternativa definitioner sulle anses vara den ritiga. Vi observerar då att den i KPI använda definitionen ger systematist lägre utfall än samtliga andra definitioner över hela den studerade tidsperioden. Som puntsattning av vår bias väljer vi siffran 0,30 som utgör sillnaden i förhållande till utredningens huvudförslag vad gäller egnahemsposten.

SOU 999:24 Bilaga 6 297 Tabell 7a: Sillnad (DIFF) mellan officiellt och alternativt KPI med olia definitioner av egnahemsposten (aronymer enligt texten). Årssiffror. ÅR INDOFF EKV NET NET2 UTE REAL 8 09,38-0,04 0,2 0,20 0, 0,39 82 09,89 -,23-0,94-0,75-0,99-0,62 83 09,25 -,25 -,34 -,33 -,35 -,0 84 08, -0,8-0,0-0,02 0,00 0,23 85 05,76 0,45 0,4 0,4 0,40 0,47 86 03,23 -,6-0,72-0,72-0,72-0,63 87 04,89-0,42-0,8-0,8-0,3-0,48 88 06,4 0,05 0,02-0,0 0,6-0,27 89 06,70-0,06 0,06 0,04 0,08-0,39 90 0,70-0,3 0,05-0,00 0,33 0, 9 07,98 -,36-0,06-0,04 0,46-0,0 92 0,88-0,3 0,38 0,39 0,44 0,94 93 03,9-0,82-0,64-0,65-0,44-0,27 94 02,29-0,50-0,40-0,33-0,3-0,37 95 02,29-0,50-0,7-0,38-0,47-0,04 96 99,56 -,35 -,36 -,43-0,98 -,50 97 0,40 -,4 -,3 -,0 -,08 -,6 98 99,55-0,65-0,72 - -0,60-0,78 Tabell 7b: Sillnad mellan officiellt och alternativt KPI med olia definitioner av egnahemsposten. Genomsnitt per decennium samt maximum och minimum över hela perioden. INDOFF EKV NET NET2 UTE REAL 80-tal 07,04-0,43-0,29-0,26-0,27-0,26 90-tal 03,29-0,73-0,45-0,43-0,29-0,34 80+90-tal 05,6-0,58-0,37-0,34-0,28-0,30 Max.utfall 0,45 0,4 0,4 0,46 0,94 Min.utfall -,35 -,36 -,43 -,35 -,50

298 Bilaga 6 SOU 999:24 Fel p.g.a. behandling av bostadsrätter Bostadsrätternas vit i KPI är f.n. 3,5% jämfört med hyresrätternas 0,8%. Med hänsyn till utredningens huvudförslag att även fortsättningsvis representera onsumtionen inom bostadsrättssetorn genom en hyresevivalentansats bör samma synsätt tillämpas inom denna setor som för hyreslägenheter. Vi hänvisar därför till detta avsnitt nedan. Fel p.g.a. behandling av fritidshus Fritidshusen, som enligt NR svarar för c:a,2% av den privata onsumtionen representeras i KPI f.n. till ungefär lia delar av egnahem och hyreslägenheterna. Det av utredningen nu tillämpade synsättet innebär emellertid att fritidshusen sall behandlas på samma sätt som egnahemmen, dvs med den s.. realränteansatsen. En biasbedömning ommer därför att ha två omponenter, med samma vit. Dels sillnaden mellan hyresindex och realränteansatsen för egnahem (vi antar att även fritidshusens prisutvecling representeras av fastighetsprisindex). Dels den onstaterade biasen i det nuvarande egnahemsindexet. Den förra omponenten har ett positivt tecen och den andra ett negativt tecen och enligt tabell 7b ovan är dessa omponenter ungefär lia stora (0,28 resp. 0,30). Den hittills valda uteslutningsansatsen an följatligen inte hävdas vare sig under- eller översatta index. Vitfel Enligt de nya NR-alylerna har en viss undersattning av onsumtion av bostadsrätter förelegat under i varje fall de senaste åren tillsammans med en översattning av onsumtionen i egnahem medan hyreslägenheternas vit varit ungefär orret. Eftersom bostadsrätternas avgifter öat nästan i tat med hyreslägenheternas och följatligen avsevärt snabbare än egnahemsindex så drar denna fator i någon mån i undersattande ritning. C:a % av KPI:s totala vit an behöva flyttas från egnahem till bostadsrätter, som hade 3 4% snabbare avgiftsutvecling än egnahemsostnaderna varvid effeten blir högst 0,04%. Denna undersattande bias an doc ej adderas till den för egnahemsposten, varför vi inte tar med den i sammanfattningen nedan.

SOU 999:24 Bilaga 6 299 Fel i delindex, hyresundersöning Undertäcning. Kolletiva bostäder såsom ålderdomshem, ungdomshotell och studentbostäder samt vissa personalbostäder, ej möblerade bostäder och garage ingår ej i populationen. Undertäcningen torde doc endast röra sig om några procent och det finns ingen grund för att bestämma ritningen på den bias som föranleds av detta. Bedömd bias =0. Kvalitetsförändring, nya produter. Vad gäller lägenhetshyror sedde en metodomläggning från och med januari 98. Numera undersös ett suburval på 000 lägenheter ur Bostads- och hyres-undersöningens urval. Månadshyrorna jämförs diret efter justering för ändrad föreomst av s.. valitetselement; i pratien har doc under 998 endast införande av abel-tv beatats, då 30 ronor läggs till bashyran. Andra valitetsändringar rapporteras men beatas ej vid indexberäningen. Den valitetsbetingade bias som an ligga i hyresindex får nu tre delar. (i) Den löpande förslitningen som säner valiteten beatas ej i KPI och an därför orsaa en undersattande bias. Randolph (988) uppsattar denna effet på USA:s bostadsindex till 0,3 0,4% per år. I Sverige sulle denna bias unna påvera hyresindex, inl. bostadsrätter, med c:a 4% av viten och därmed unna medföra en bias på c:a -0,05 på KPI totalt. (ii) Obeatade eller otillräcligt beatade valitetshöjningar vid ombyggnad an leda till en översattande bias. Under 998 har 2 fall (½%) av obeatade valitetshöjningar ägt rum i KPI:s lägenhetsurval. Därutöver har några lägenheter rivits eller stått tomma. Samtliga dessa lägenheter har uteslutits ur beräningarna. Doc får värdet av abel-tv anses vara lågt satt. En vanlig månatlig abonnemangsavgift torde ligga på c:a 00 r och även om alla onsumenter inte är villiga att betala detta belopp så finns det enligt teorin om onsumentöversott även en del som sulle vilja betala mer. Om vi isolerar abel-tvinförandet och anser att det föreligger en obeatad valitetsförbättring värd 70 r/månad (c:a,7% av ett genomsnittligt hyresvärde på c:a 4000/månad), som införs i hela lägenhetsbeståndet under en 0-årsperiod så blir resultatet en årlig översattning på 0,7% på hyresindex och därmed 0,025% på KPI. Detta an vara högt ränat men även andra valitetsförbättringseffeter finns. (iii) Nya lägenheter som länas in vid årssiftena utan jämförelse baåt leder till en bias i den mån sillnaden mellan hyresnivån i

300 Bilaga 6 SOU 999:24 nya och gamla lägenheter inte motsvaras av en lia stor valitetssillnad. För andra produtgrupper är denna bias vanligen översattande. Hyresregleringen på äldre bostäder med åtföljande brist på dessa an doc medföra att onsumenterna tvingas över i nyprodutionens dyrare bostäder snarare än väljer detta själva. Den nya metoden sulle då eventuellt unna ha en undersattande effet. (Denna effet fanns doc inte alls med hyresundersöningens tidigare metod.) Till saen hör att nybyggnationen av lägenheter varit mycet låg under 90-talet. Enligt BHU är hyresnivån i de nyaste lägenheterna 5 20% högre än beståndet som helhet. Minst hälften av detta måste doc anses vara valitetsförbättring. Under 90-talet har beståndet utöats med c:a % per år. Den undersattande biasen an då bli högst 0%*%=0,% på hyresindex eller 0,05% på KPI per år, troligen betydligt mindre. Prismätfel. Det har blivit vanligt att hyresgästerna väljer att överta en del av underhållsansvaret själva mot en nedsättning i hyran. Principen är då att hyran vid fullt underhåll sall rapporteras men misstane föreligger om att detta ej alltid görs. I den mån fel föreligger här är det f.n. undersattande. Felet är sannolit mycet litet. Totalbedömning. Vad gäller lägenhetshyror har vi unnat spåra tre ällor till under- och en till översattande bias. Därutöver finns, vad gäller täcning, andra felällor vars ritning är oänd. Med ovan redovisade siffror sulle summan av KPI-effeterna bli -0,05+0,025-0,05=-0,04, alltså en undersattning med fyra hundradelar. Vi betratar inte detta som någon initierad bedömning men doc som mittpunten i ett gansa brett osäerhetsintervall som ocså innehåller positiva värden. Fel i övriga delindex KPI:s elundersöning har fram till och med 998 haft betydande brister. Framöver ommer stora förändringar att se på denna marnad och metoden är f.n. under utredning vid SCB. Innan den framtida metoden är fastställd är det svårt att disutera dess felriser, men lart är att om man väljer en Laspeyresartad teni an de översattande substitutionseffeterna p.g.a. leverantörsbyten bli betydande. (Tidigare har byten varit nästan omöjliga varför den eventuella biasens ritning varit obestämd.) Det går doc inte att i dag säga något bestämt om dessa effeter.

SOU 999:24 Bilaga 6 30 Detsamma gäller de relativt sett mindre brister som föreligger i flera andra av de mindre underöningarna på bostadsområdet, avseende energi, va-avgifter, reparationer m.m. Vi betratar därför denna biasomponent som omöjlig att bedöma f.n., doc med en större ris för över- än undersattning. Totalbedömning Vi redovisar i tabell 9 i sammanfattande form de vantitativa biasbedömningar som gjorts ovan. Tabell 9: Sammanställning av biasbedömningar. Biasälla Biasbidragets storle Produtsubstitution, hög nivå LTIX: -0,04, KTIX: +0,08 D:o, mellan- och låg nivå 0 Nya butier 0,04 Nya produter, varianter samt valitetsförändringar 0,33 Undertäcning, offentliga tjänster (-0,04) Prismätfel 0,02 Metodfel, egnahemsposten -0,30 * Hyror, summa av flera fel -0,04 Totalt LTIX: 0,0 (-0,03) KTIX: 0,3 (0,09) En delpost i tabellen avser fel vars storlesestimat inte är relevant för framtiden. Den har satts inom parentes lisom den summa där denna ingår. Vad gäller HIKP som bygger på orttidsindex ingår inte egnahemsposten. Om denna post läggs till erhålls värdet 0,43, som emellertid måste ränas upp med hänsyn till den mindre vitsumma som HIKP omfattar. Med hänsyn till detta blir vår biasbedömning för det svensa HIKP i relation till ett levnadsostnadsindex (som doc ej eränns som måttstoc för detta index) 0,5, betingat av att vi accepterar den av HIKP tillämpade principen att utesluta egnahemsostnaderna. Dessa siffror står för en så initierad bedömning som är möjlig att göra på nuvarande unsapsnivå av den bias som an bedömas erhållas under ommande år om KPIs nuvarande metodlösning bibehålls. De avser en genomsnittlig biaseffet under en lång tidsperiod. Under ett ensilt år an effeterna bli väsentligt annorlunda såsom framgår av detaljanalysen. Den betydande osäerheten i bedömningen till följd av de underliggande mätonceptens oprecisa formulering måste lart poängteras. Vi avstår doc från att ge uttryc för denna osäerhet i ett intervall.

302 Bilaga 6 SOU 999:24 Referenser BLS (997): Measurement Issues in the Consumer Price Index. Response to the U.S. Congress, Joint Economic Committee, June 997. Bosin, M.J., Dulberger, Gordon, Griliches och Jorgenson (996): Toward a More Accurate Measure of the Cost of Living. Final Report to the Senate Finance Committee, December 4, 996 Bosin, M.J., Dulberger, Gordon, Griliches och Jorgenson (998): Consumer Prices, the Consumer Price Index, and the Cost of Living. Journal of Economic Perspectives, Vol. 2,, 3 26. Crawford, A. (993): Measurement Biases in the Canadian CPI: A Technical Note. Ban of Canada Review, Summer, 2 36. Crawford, A. (998): Measurement Biases in the Canadian CPI: An Update. Ban of Canada Review, Spring, 38 56. Cunningham, A. (996): Measurement Biases in Price Indices. An Application to the UK s RPI. Ban of England Woring Paper Series 47. Dalén, J. (992): Computing Elementary Aggregates in the Swedish Consumer Price Index. Journal of Official Statistics, Vol. 8, No.2, 29 47. Diewert, W.E. (995): Prepared Statement. In: Consumer Price Index. Hearings before the Committee on Finance. United States Senate, 04th Congress, 5 8. Washington: U.S. Government Printing Office. Fri Köpensap (998): Få handlare tror på Internet. Artiel, veca 48. Gordon, R.J. (990): The Measurement of Durable Goods Prices. Chicago: University of Chicago Press.

SOU 999:24 Bilaga 6 303 Gordon, R.J. (999): The Bosin Commission Report and its Aftermath. Presented at Conference on the Measurement of Inflation, Cardiff Business School, Wales, 3 augusti sptember, 999. Griliches, Z. och Cocburn, I. (994): Generics and the Producer Price Index for Pharmaceuticals, i Competitive Strategies in the Pharmaceutical Industry, edited by Robert Helms, Washington DC, s. 9 34. Hausman, J. (996): Valuation of New Goods under Perfect and Imperfect Competition. I Bresnahan och Gordon, eds. The Economics of New Products. Chicago: The University of Chicago Press. Hoffmann, J. (998): Probleme der Inflationsmessung in Deutschland. Disussionspapier /98, Volswirtschaftliche Forschungsgruppe der Deutschen Bundesban. Jacobsson, L., Johansson, B. och Reichel, J. (993): Handeln inför år 2000. Handelns långtidsutredning. Norstedts Juridi. Klumpner, J. (996): Fact and Fancy: CPI Biases and the Federal Budget. Business Economics, April, 22 29. Lequiller, F. (997): L indice des prix à la consommation, surestime-til l inflation. Économie et Statistique No 303, 3 32. Moulton, B. och Smedley, K. (995): A Comparison of Estimators for Elementary Aggregates. PM, Bureau of Labor Statistics. Naamura, L. (995): Measuring Inflation in a High-Tech Age. Business Review. Federal Reserve Ban of Philadelphia, November/December, 3 25. Norberg, A. (998): Ny princip för varubyten i KPIs loalprissystem från och med 999. SCB, Indexnämnden, PM 998-2-6. Nordhaus, W. (998): Quality Change in Price Indexes. Journal of Economic Perspectives, Vol. 2,, 59 68. Oulton, N. (993): Do UK Price Indexes Overstate Inflation? National Institute Economic Review, 52, 60 75.

304 Bilaga 6 SOU 999:24 Popin, J. (997): CPI Commission s Findings are not Convincing. Joel Popin and Company, Washington, D.C., January 6. Randolph, W. (988): Housing Depreciation and Aging Bias in the Consumer Price Index. Journal of Business and Economic Statistics, 6, 359 37. Reinsdorf, M. (993): The Effect of Outlet Price Differentials on the U.S. Consumer Price Index. In Foss, Manser, Young (eds.) Price Measurements and Their Uses. NBER Studies in Income and Wealth 57, 227 254. University of Chicago Press. SCB (997a): Nationalräensaper 980-996. Appendix. No 0 SM 970. Statistisa Centralbyrån. SCB (997b): Bostads- och hyresundersöningen 997. Del : Lägenhetsdata för hyres- och bostadsrättslägenheter. Bo 3 SM 9802. Shapiro, M. & Wilcox, D. (996): Mismeasurement in the Consumer Price Index: An Evaluation. NBER Macroeconomics Annual, 94 42. Shapiro, M. & Wilcox, D. (997): Alternative Strategies for Aggregating Prices in the CPI. Federal Reserve Ban of St. Louis Review, 79, no.3, 3 25. Shiratsua, S. (999): Measurement Errors in Japanese Consumer Price Index. Ban of Japan och Federal Reserve Ban of Chicago. February 999. Svens Dagligvaruhandel (tre år, 996 998): Marnadsanalys, tabell. Fri Köpensaps Förlags AB, Solna.

SOU 999:24 Bilaga 7 305 Measures to reduce KPI-bias due to quality change by Jörgen Dalén, Ph.D. Problem description In the report on KPI bias (Bilaga 6) it was estimated that the present treatment of quality change and new products may contribute to an overestimating effect of about 0.3 percentage points per year compared with a true cost-of living index. This is the largest single bias factor in the KPI along with the model error for owner-occupied housing (for which the error has the opposite sign). As could be seen in the international review in Bilaga 6 there is largely agreement on this judgement among CPI bias investigators although the exact size of the bias is uncertain and under debate. The Swedish bias estimate is a net of over- and underestimating effects, where, however, the over-estimating factors dominate. The aim of this report is to discuss measures to reduce this bias. After stating our fundamental starting points, we present and discuss available methods one by one. Thereafter we loo at the major product areas of the KPI and discuss how they should or should not be applied. Fundamentals Before discussing actions against bias, we state some matters of principle which follow from earlier reports. A) The ideal index is a plutocratically weighted, cost-of-living index, conditional on the decided expenditure bound and other external factors which are to be held constant. (See Dalén, 998a and 998b for more discussion of this issue.) B) The valuation of quality should always be based on the perception of the average consumer of a certain item. Where possible we should

306 Bilaga 7 SOU 999:24 loo for maret manifestations of this consumer valuation. The economic notion of revealed preference can provide guidance here. C) We propose that the Bosin paradigm (Dalén, 998b) be critically accepted. That is, as a general rule, not without exceptions, it can be assumed that a new product, a new model of a high-tech product or a new outlet which gains maret shares in competition with other close substitutes does so because it gives the consumer more value for money and thus creates a consumer surplus. Somewhat loosely this follows from the notion of revealed preference. This added value is a result of either a lower price which is not accompanied by a correspondingly lower quality or a higher quality which is not accompanied by a correspondingly higher price. D) Changes in products required by legislation should only count as quality improvements to the extent that the consumer in her maret behaviour has shown her preparedness to pay more for the characteristic/optional extra. Available methods their potentials and shortcomings In this section we present a number of methods which are generally available and used or discussed today. We discuss their motivation and potential as well as the bias riss associated with each one of them. Simple methods: direct price comparison, linto-show-no-change, imputation and deletion The usual procedure in a CPI, used in most product groups, is to somehow select a well specified item in a particular outlet in the base period and continue to loo for the price of exactly that item in that outlet as long as it is still sold there in significant quantites. When this is no longer the case a replacement is chosen which is priced thereafter. The quality adjustment issue then is how price change is estimated between the last month of the replaced item and the first month of the replacing item. Direct price comparison means that we just continue to compare the prices as if no replacement has taen place. In the individual case this is clearly appropriate only if the quality difference between the items is negligible. But on the aggregate scale, which is what matters in statistics, the method is only biased to the extent that there is an average

SOU 999:24 Bilaga 7 307 quality change in a certain direction, else the individual biases cancel. In many products areas, such as high-tech goods, we believe that there is quality improvement and this method will then have an upward bias. The method is, however, clearly a candidate for product groups with zero or very small aggregate quality change. Such product groups might be clothing and shoes, furniture and other low-tech goods and services. Lin-to-show-no-price-change means that we treat the whole of the price between the last month of the replaced item and the first month of the replacment item as a quality difference, thus assuming that there has been no price change. (Usually, the reference price is adjusted by the amount or ratio of the difference.) This method is in many countries used as a default method under the excuse that the two items are noncomparable. It is easy to demonstrate that this method has a downward bias if there is positive inflation going on in the product group to which the item belongs. For products where price increases are accompanied by quality improvements of the same order this method would have a smaller bias than direct comparison. Still, there is no way to estimate the extent of the bias in this case. Imputation means that, between the last month of the replaced item and the first month of the replacing item, price change is imputed from matched items in the same elementary or higher aggregate to which the item belongs. This method is unbiased unless there is a tendency in the maret to introduce price changes precisely when new varieties are introduced. (A variant of this method is to use, for the imputation, only replacements for which some other approved method has been used. This method is used by the BLS under the name class mean imputation ). Deletion means that a disappearing item is deleted from the computation altogether, without replacement, after its last month of so that price change is based only on matching items. It differs from imputation as described above by deleting also observed price change for the deleted item from the reference period to the last period before the deletion. Although simpler, this method is thus inferior to imputation in that some observed price change is arbitrarily thrown out of the estimate. All of the simple methods are biased. Under special circumstances these biases could be assumed to be small and the methods would then be acceptable. At present, the deletion method is used for food and daily necessities where its bias is thought to be negligible. Direct price comparison is used for restaurant meals and in other places, often without explicitly recognising the quality changes. Other methods are not much used.

308 Bilaga 7 SOU 999:24 Hedonic regression There is, by now, a large body of literature on the theory and practice of hedonic regression for estimating price change in dynamic marets, where products and their characteristics undergo continual change. The method consists in estimating the value of the characteristics through multiple regression with price as the dependent variable and by using the estimated coefficients for estimating the price index in one way or another. The application of hedonic regression in current CPI calculations has so far meant that multiplicative coefficients are estimated intermittently (often once a year) by regressing the log of the price against a number of characteristics based on sample of varieties and their prices that existed in the reference period or earlier. When there are replacements in the index during the year these coefficients are then used for adjusting the reference price. (It would be possible to use other methods based on continual reestimation of the coefficients but such methods are as yet untested.) The advantages and problems connected with the hedonic regression method have been extensively discussed by many authors and are impossible to even summarise here. It seems important to mae a distinction between its use in retrospective studies of price change on one hand (which is what the scientific literature has almost exclusively been occupied with) and its use in an ongoing price index program on the other hand. Koosi (993) at BLS has the latter perspective and maes a number of interesting observations on what is required for a true costof-living index to be to be constructed in terms of characteristics. The bottom line of her argument is that where the variety spectrum is wide and quality changes are not too large, the implicit prices of the characteristics of goods are probably useful measures of real quality differences. (p. 37) Moulton and Moses (997), also at BLS, mae the following assessment of the hedonic method from an applied point of view: Well-specified hedonic models probably represent the most robust method currently used by the BLS, but it is well nown that errors in hedonic model specification can lead to errors of quality adjustment in either direction. (p. 329 330) One such troublesome error is when a new characteristic turns up in the current period which did not exist in any model in the reference period (e.g. a DVD player in a PC). This method is so far used in Sweden only for clothing items. In the U.S. the BLS uses it for clothing and for rents and plans to extend it to

SOU 999:24 Bilaga 7 309 many other product groups. The experience is largely positive, the main reason probably being the wide spectrum of varieties and stable set of characteristics over time. We should be aware, however, that we are not able to cover new types of garments in the regressions, so the new product problem is not resolved. For cars, attempts to use hedonics in CPIs have so far not been successful. For example, Gordon (990) notes that hedonics cannot cope with fuel economy which is a ey quality charac-teristic. The cofficient tends to get the wrong sign, partly because it is collinear with weight whose coefficient has the opposite sign. In CSO (993) a paper to an ILO conference on CPIs the UK CSO describes negative results with an experimental index: coefficients were not significant and unstable over time and the resulting indices sometimes behaved erratically. Other similar but undocumented negative experiences are part of the oral tradition among price statisticians. For PCs, on the other hand, hedonics has been used with some success in Producer Price Indices, see e.g. Sinclair and Catron (990) or Dalén (992) but not yet CPIs. There is no a prioiri reason why hedonics could not wor for CPIs also. A factor to bear in mind is the cost of the method. Due to i) the need to carefully specify detailed regression models for many narrow product categories (for clothing there are at present about 25 different models used for different garments) and ii) the need for a largescale collection of quality characteristics for a fairly large sample of prices, the method will, at the present state of the art, be very expensive to implement on a large scale. More experiments with and applications of hedonics are clearly desirable. The most promising areas appear to be household appliances (refrigerators, washing machines, TVs etc.) and PCs, where several studies with positive results have been done internationally. Much of the wor is preferably done in international cooperation and due to the cost restrictions this is liely to be the best way forward. But hedonics will not become the panacea for all quality change problems in the foreseeable future. Judgemental adjustment The subjective assessment of the value of quality adjustment is the most common method used today in the KPI. In the form of expert judgement it is used for new cars and in the form of price collector adjustment it is used for a large number of commodities, e.g. shoes, furniture, TV/stereo/video, household appliances and equipment and more.

30 Bilaga 7 SOU 999:24 The idea behind judgemental assessment is that the expert or price collector should act as a representative consumer and reflect her willingness to pay for a certain ind of quality change. For cars this method is thought to have an annual upward bias of about 2% and is thus in a need for change. For clothing it was abandoned in 990 due to a severe underestimating bias for some women s garments. For other products no exhaustive evaluation has been done. As a whole our feeling is that this method is vulnerable to uncontroled bias unless it is carefully monitored and assessed. Although no evidence of large biases besides those for cars exist at the present time, it would be desirable to move successively towards more objective procedures. Overlap pricing Under certain conditions overlap pricing is nown to be an unbiased procedure. The method consists in pricing both a disappearing and a new item together in at least one period so that price change could be estimated for the disappearing item up to that period and on the new item thereafter. This method is presently applied on a large scale in the base period (December) each year when a new lin is started up. In December we thus have a planned overlap procedure. We consider this method to be unbiased if consumers are well informed and have a real choice between the two products. It is sometimes said that it is downward biased, where the disappearing item is sold at reduced prices in clearance sales in the overlap period at the same time as the new item is coming in at a regular level. We are not sure that this is always the case. The fact that an old item is sold at reduced prices may just as well be a reflection of its relative inferiority compared with the new item. The price reduction of the old item is in this interpretation what it needed to continue to maret it alongside the new one and thus a true reflection of the quality difference. Which of these views is correct? We would lie to suggest here that it depends on whether there is an obsolescence element involved. By this term we understand the phenomenon that the quality of new items (in their unused form) of products decreases over time? Fashion in some

SOU 999:24 Bilaga 7 3 ladies and other garments is one example another is newly published novels which end up in sales and pocet editions after a few years. For products where there is an element of obsolescence the overlap method will cause an underestimating bias since the outgoing item is in its late, low quality phase, but the new one is in its early, high quality, phase. Where there is no such element the overlap method is approximately unbiased. The problem then reduces to that of dividing the products into two categories according to this criterion. It is not obvious how to do it. Tae one example, PCs. New PCs are clearly better by objective standards they have a faster processor, larger hard dis and memory etc. You can store more advanced software on them and perform new tass lie internet surfing and cooler video games etc. But there is also an obsolescence element to the extent that performing the old tas on the old model becomes more difficult. For example, if you do word processing today on a 286 PC you will have no service and you cannot buy any new software for it. This an element of obsolescence in the PC maret which may cause a certain underestimating bias with the overlap method. In our judgement this element is small, however, so the bias will also be small. Besides obsolescence, there are two other bias riss associated with the overlap method in today s consumer marets. The first one could be called the discontinuity of inflation prices are changed only intermittently due to menu costs and often in connection with the introduction of a new variety. If then the overlap period is very short and just reflects a short period of clearance sales and the inflation is high, then price increases may be lost in this way leading to an underestimating bias. The second bias ris goes in the opposite direction. Where the new variety gives much better value for money than its predecessor it will quicly gain maret shares. The price differential existing during the overlap period will then be smaller than the quality difference, resulting in an overestimating bias. In the present dynamic, low inflation economy we would judge the second bias ris to be greater than the first one. Under conditions of high inflation this judgement may well be reversed, however. We are thus identified three possible riss for bias associated with overlap pricing. Two of them are underestimating and one is Another way to loo at obsolescence in women s clothing is to note that the assortment is larger in the early season. Later the more popular items get sold out whereas the less popular ones remain to the late season, when they are sold at reduced prices. Also under this interpretation, the average quality of the product mix is lower in the late season, so we have obsolescence.

32 Bilaga 7 SOU 999:24 overestimating. We consider obsolescence to be the greatest problem of these and where this effect is large (such as for women s fashion clothing), we will have to avoid (or correct for) overlap pricing. But large obsolescence effects are exceptions in consumer marets. This statement would obviously need more research. But if it is accepted for large sections of products, notably durables and particularly appliances and electronic goods, the overlap method would be a robust and fairly inexpensive way to reduce KPI biases. The net ris associated with the overlap method is probably more under- than overestimating. When inflation is high this tendency would be stronger, whereas under deflation it may even be reversed. Since we have an inevitable upward bias resulting from the failure to tae the consumer surplus created by new products into full account, we might be prepared to accept a ris for a small underestimating bias due to quality change. We believe this to be the case if any variant of the overlap method is used today in product areas with no or small obsolescence effects. A particular ind of overlap monthly chaining and resampling (MCR) One practical difficulty with the overlap method is that it is often not nown in advance how long a certain variety will stay in the maret. Some ind of planned overlap is then needed, whereby a new variety is selected before the old one disappears. With the usual one-to-one matching this is difficult to achieve, since it is difficult for price collectors to predict when replacements should be made. An option, suggested by Ralph Turvey, is to use what he calls a multiperiod overlap and which we choose here to call MCR (Monthly Chaining and Resampling). The definition is as follows:

SOU 999:24 Bilaga 7 33 Monthly Chaining and Resampling, Definition. A fairly loose definition of a representative item is chosen. (E.g. PC systems, 26 34 TV sets). 2. In a sample of outlets all varieties of this item are selected. 2 These are ept in the sample throughout their lifetime (as long as they are sold in significant quantities). 3. Resampling is done every month so that the sample always covers all items sold that month. 4. Price change is computed from one month to next as an average over those items that are in the sample in both months. Price change is thus estimated from matched samples. 5. Price change from December up to the last month is computed by multiplying the month-to-month lins, i.e., by monthly chaining. This method guarantees overlaps every month unless all items disappear at the same time in the outlet which is not usually the case. We believe that the MCR method is very promising for many product areas. It is easy to use, it guarantees a continued update of the sample with new varieties for representativity and it has small biases for all product groups, where obsolescense is negligible. It could first be introduced for household appliances and home electronics. Research in this area is clearly also needed. A comparison between an MCR index and one based on hedonic regression would be particularly interesting. 2 Actually it is not necessary to tae all varieties. The point is that there must be resampling every month so that the sample is always representative of the current product mix.

34 Bilaga 7 SOU 999:24 Recommendations by product group Bilaga 6 presented a bias assessment by product group. We give an English version of it as Table below. Table : Estimated KPI biases due to quality change and new products (housing excluded) Product group Bias Weight, 997 Contribution to total bias Food. at home and outdoors 0.3 20 0.062 Household appliances 3 0.039.3 Radio/TV, furniture, household equipment and telephone 0.5 6 0.030 Clothing and shoes 0.5 0.028 5.5 New and used cars 2. 3 0.063 Other transport 0 3 0.000 Health care.2 2.8 0.032 Entertainment 0.67 8.4 0.056 Other products 0.28 6.5 0.08 Total 66.5 0.328 Against this bacground we discuss some specific measures in these product groups that are designed to reduce this bias. Food, at home and out of home The food bias arises from longterm changes in the food at home, fast food and restaurant marets. Greater variety and convenience and easier access to fresh food all year around were major factors for quality improvements in the past. The bias is very much a new good and outlet phenomenon and is thus very difficult to reduce by usual methods for quality change. The ideal method estimating a reservation price for the new good is not operational. At present no explicit quality adjustments are done in the KPI for these products. Overlap pricing is used in December. Other replacements are rare and deletion of non-matching items is used for food in supermarets.

SOU 999:24 Bilaga 7 35 A new trend in the fast food maret fast food in community stores (närbutier) which is already present in the United States is liely to need more attention in the near future. However, it is difficult to suggest a method that will adjust for the consumer surplus generated by this change. The deletion method, when applied after the reference period, should be replaced by an imputation method so that earlier price changes for that item are not excluded. This is a relatively minor point, however. Household appliances Household appliances include refrigerators, freezers, washing machines, dishwashers, stoves, microwave ovens, toasters etc. For these commodities price collectors mae the quality adjustments themselves. No assessment of their wor has been done in this area. We recommend a move from the present method to a more objective one. This area is particularly promising for the application of the MCR method discussed above. Hedonic regression would also be possible to use, although probably too costly. For evaluation purposes it would be very valuable to mae a one-off comparative study between the MCR and the hedonic method for at least one product category. Radio/TV, furniture, household equipment and telephone This category includes a wide range of goods and services with disparate problems. At present price collector adjustment is used for most goods categories whereas no adjustment is done for TV and telephone services. For radio/tv, stereo, video, cameras etc., the situation is similar to that of the appliances category above, although quality improvement is liely to be faster in this area, since new models are introduced more frequently. The MCR method is the most promising method here also. For furniture and household equipment price collector adjustment is probably without major problems, although Bosin considered there to be a certain bias also for this category. Some combination of the simple methods discussed above would probably be sufficient for these categories. In the long run MCR would be an option here too. TV and telephone services present much greater difficulties. The changes going on in the marets are now extremely rapid and will continue to be so for the foreseeable future. New ind of both goods and

36 Bilaga 7 SOU 999:24 services will emerge. There seems to be no alternative here other than central judgemental adjustments on a case by case basis. One first action here is to gather telephone, TV, cable-tv and Internet services in the same subindex, and include the products associated with these services into them same group. (One problem with this is that the Coicop classification system, used in the HICP, separates these categories.) The inclusion of more and more TV-channels in one subscription should be considered as improvements as should 24-hour news channels, Internet access from the TV set, TV access from the computer etc. Clothing and shoes The present method is hedonic adjustment plus sales effect adjustment for clothing and price collector adjustment plus sales effect adjustment for shoes. The method for clothing is very advanced and improvements are hard to suggest. For shoes a move to hedonic regression would be an improvement, although not with a high priority, since the bias with the present method is not believed to be large. A question is whether the gains achieved by the hedonic method are large enough to motivate its higher cost in the long run. Norberg (998) demonstrates that the net adjustments for quality change for clothing is close to zero, which implies that roughly the same result would be obtained by direct price comparison as are obtained by the hedonic method. The hedonic method is, however, more robust against changes in the product mix than the simple methods would be. The MCR is not generally suitable in this area due to large obsolescence effects. New and used cars The bias today is due to the conservative expert valuation of improvements in new models. It seems that a new method is warranted. Two possibilities stand out here option pricing and MCR. (For reasons given above, the hedonic method is unsuitable.) In option pricing extra characteristics such as airbags, car stereo systems etc. included in this year s model but not in last year s are valued at their price when they were earlier possible to pay for separately. This option price (tillvalspris) is then added to the reference price of the car before calculating the price relative. Sometimes a certain fraction (50 or 75%) of that price is taen, based on an argument that only some of the consumers were prepared to pay that

SOU 999:24 Bilaga 7 37 price. There are two reasons why it is preferable to tae the full price, however. First, although some consumers were not prepared to pay the full optional price some would have been willing to pay more (consumer surplus). Second, not all changes are visible and by taing 00% we may mae some allowance for hidden improvements. Also for used cars there are improvements which are not acnowledged in today s method. Option pricing would be a possibility here too, although the practical problems would be greater, since model changes would have to be ept trac of for many years and some ind of proportional mar-down of the option price value would have to be made. The MCR method would need some modification in order to apply well to new cars. Instead of selecting all items in an outlet, some ind of monthly update of the sample with new brands and models would be needed. The Car Register produces very timely information on new registrations, which could be used at least for the second month after the introduction of a new model. A monthly resample, rather than a complete coverage of new models, would then be the natural choice. If there are no obsolescence effects and price equilibrium holds (i.e., prices adjust immediately to reflect quality differentials), such a method would be unbiased. These criteria need more careful examination before the MCR method can be recommended for cars. Public and other transport This area is dominated by various public transport facilities lie bus, railway, taxi, metro, aviation, boat but also pacaged tours (air charter). At present, no quality adjustments are done for these categories. The zero bias estimate in Table is an informed guess of a balance between both improvements and deteriorations. Better informed quality adjustments are desirable, since the real biases could be upwards as well as downwards. They would, however, have to tae the form of explicit central adjustments on a case by case basis using specially collected quality data on timeliness, frequency of services, convenience, safety, accident rates etc. This could be done as a once-a-year quality adjustment, e.g. for the long-term index. It would still require a certain increase of effort and cost.

38 Bilaga 7 SOU 999:24 Health care This is a category with a large bias. The bias is due to improved, medicines and dental treatments. In practice hospital treatments are not included in the KPI. The private fees are minimal and could be seen as payment for lodging and food only. Since the actual treatments are almost completely covered by goverment, it is logical (according to the conditional cost of living principle) to regard quality changes as not being applicable to the KPI but to a (non-existent) price index for public consumption. We propose that the same principle be applied to doctor s and nurses fees for acute consultations. This means that quality adjustments should not be made for these service. Pharmaceuticals are to a greater extent paid by the consumers themselves, although subsidies are large. Today this subindex is computed by the Government Pharmacy (Apotesbolaget) and no quality adjustments are done. Explicit quality adjustments would be very difficult in this area but one improvement would be somewhat easier: To compare new, generical medicines with their patented predecessors (which are based on the same substances) instead of lining them in without comparison bacwards. This would at least to some extent reduce the overestimating bias caused by successive improvements in medicines. This method is presently used by the U.S. Bureau of Labor Statistics. The largest part of dental services is today paid out of the patients pocets. Quality adjustments will have to be treated on a case basis as for other services and refer to the sample of treatments. New technology leading to more reliable fixings, less pain etc. should be taen into account. Entertainment To this category commodities lie newspapers, boos, sporting equipment and toys belong. There are also services lie admissions to cinemas, video rentals, theatres, sporting events, concerts and own sport activity fees (gyms etc.). For toys and sporting equipment, price collectors mae quality adjustments but else hardly any quality adjustments are done today. This bias estimate, which is is due to the rapid expansion of sport equipment and electronic toys and games, is also taen from the Bosin commission who for some reason did not assign any bias contribution from the services part.

SOU 999:24 Bilaga 7 39 The bias is almost wholly attributable to the introduction of new products, for which the difficulties of accounting for the quality changes are insurmountable. In some cases, however, quality adjustments could and should be done, to a greater extent than today. An example is a newspaper, where supplements with more reading, TV guides etc. are added. Summary We have pointed at a number of potential improvements in quality adjustment methods in the new KPI. The single most promising improvement would be the use of the MCR method which would not require significant resource increases, although fewer outlets per product would liely be necessary to balance the increase in varieties per outlet. We recommend its use whereever obsolescense effects are small and first and foremost for durables and high-tech products. It seems advisable to proceed stepwise and to start with only a few products in a first wave in order to gather experience and further evaluate the method. Hedonic regression, the main competitor to the MCR would be much more resource demanding and cannot possibly be used on a large scale. Reasearch as to the consistency of hedonic regression and the MCR in some ey product areas would be valuable. For new cars an alternative (or complement) to MCR is option pricing, where we recommend taing 00% of the price of the earlier optional extra for adjusting the reference price. It does not solve the matching problem, however, of how to compare new brands with old ones. The MCR would provide a remedy for this in case the obsolescence effects are judged to be small. The role of judgemental adjustments ought to decrease successively and replaced by more objective methods whose properties are easier to assess. For some services, however, there is generally no alternative to direct adjustment on a case by case basis. Avoiding adjustment, as today, is bound to lead to an overestimating bias in the long run. TV, telephone and Internet services are particularly important to focus on in the next few years since important changes will tae place here. A strategy for quality adjusting public transport services also needs to be wored out. These adjustments are relatively few in number and need to be done once a year, be preceded by special investigations and finally decided by the Index Board.

320 Bilaga 7 SOU 999:24 References CSO (993): Some problems in the application of hedonic regression. Paper to the joint ECE/ILO meeting on consumer price indices. CES/AC. 49/35. Geneva, 25 28 October, 993. Dalén, J. (992): Operationalising a hedonic Index in an Official Price Index Program Personal Computers in the Swedish Import Price Index. Statistics Sweden, R&D Report 992:5. Gordon, R.J. (990): The Measurement of durable goods prices. Chicago: University of Chicago Press. Koosi, M. (993): Quality adjustment of price indexes. Monthly Labor Review, December, pp. 34 46. Moulton, B.M. and Moses, K.E. (997): Addressing the quality change issue in the consumer price index. Brooings Papers on Economic Activity,, 305 349. Norberg, A. (998): Quality adjustment of clothing in the Swedish consumer price index. Paper presented at Statistics Sweden s conference Methodological Issues in Official Statistics, 2 3 October, Stocholm. Sinclair, J. and Catron, B. (990): An experimental price index for the computer industry. Monthly Labor Review, October.