SOU 1971:79

Byggnadsindex för bostäder : delbetänkande

2. Problemställningar och begrepp

2.1. Översiktlig redogörelse 2.1.1 Inledning

Kommitténs uppgift i detta betänkande är att lämna förslag dels till vilka prisindex- beräkningar med anknytning till bostads- byggandet som bör utföras i framtiden, dels till metoder för beräkning av ifrågavarande indexserier. I detta kapitel skall den först- nämnda frågan behandlas preliminärt. Den slutliga behandlingen av frågan sker i ka- pitel 6.

Även om utredningsuppdraget primärt gäller mätning av priser och konstruktion av prisindex, är därmed oskiljaktigt förenat mätning av kvantiteter (och kvaliteter) och i många fall även en sammanfattning härav i en volymindex, t.ex. produktionsvolym- index. Även frågeställningar förknippade med konstruktion av volymindexar kommer därför i viss utsträckning att behandlas i detta kapitel.

Ett förslag till vilka indexberäkningar som skall utföras rymmer i sig ett ställningsta- gande till olika avgränsningar och defini- tionsproblem. Det är här fråga om för det första att avgränsa de verksamheter (sekto- rer av näringslivet) som beräkningarna skall avse eller anknyta till, för det andra att inom den så uppdragna ramen fixera mät- punkter för beräkningarna och för det tredje att för dessa mätpunkter fixera valet av in— dexbegrepp, värderingssystem o.d. Dessa olika frågor är inbördes relaterade till var-

andra på ett sådant sätt, att de icke lämp- ligen kan behandlas fristående från varand- ra. I detta kapitel lämnas i en samlad redo— görelse underlag för de ställningstaganden av antytt slag som behöver göras.

Kapitlet är disponerat så att först ges en översiktlig redogörelse för huvudproblemen. Detta sker i avsnittet 2.1. En mera ingående diskussion av problem. förknippade med kvalitetsvärdering, mätpunkter, enheter och sektorsavgränsning m. m. görs i avsnitt 2. 3. Såsom bakgrund härtill och till den fort- satta framställningen i betänkandet lämnas dessförinnan, i avsnitt 2.2, en kortfattad översiktlig redogörelse för problemställning- ar och begrepp i samband med indexberäk- ningar i allmänhet.

Vissa av ställningstagandena är av allmän karaktär och kan ske redan på ett tidigt stadium i diskussionen, vilket sker i detta kapitel. Andra är beroende av de ändamål för vilka indexarna skall beräknas. Åter andra är beroende av de praktiska möjlig- heterna till beräkningsmetoder som kan stå till buds. Det erforderliga underlaget för ett slutligt ställningstagande i frågor av de två sistnämnda slagen presenteras i kapitlen 4 och 5 och ställning tas där eller i kapitel 6.

Kommittén har dock funnit det vara pedagogiskt och även i övrigt av framställ- ningstekniska skäl lämpligt att här i kapitel 2 föregripa vissa av de slutsatser som kan dras först på grundval av det längre fram i betänkandet presenterade materialet.

Figur 2.1. Illustration av produktionskedjan byggnadsämnesproduktion — byggnads- och anläggningsverksamhet —— framställning av bostadstjänster.

Råvaror (sten, sand, kalk etc.)

' Arbetskraft

Realkapital (ma- skiner, byggna- der) v V Sektor för byggnadsämnesproduktion | + Arbetskraft (bygg— Realkapital $$$!)wa ååZfräfgä'änn nadsarbetare, ar- (byggnadsma- g *] ' kitekter etc.) skiner etc.)

ti 13

Byggnads- och anläggningsverksamhet (inkl. bygg- herrens egna arbeten, jfr avsnitt 2.4.l.l)

, C

i D | E |

+

Råvaror Arbetskraft , (bränsle, vatten (fastighets- Itealkapåtal) etc.) skötare) ( yggna en

i

V

| Framställning av bostadstjänster |

Hushållen

2.1.2. Sektorer och mätpunkter

Byggnads- och anläggningsverksamheten ut- gör ett led i en produktionskedja som åskåd- liggörs av figur 2.1. I detta betänkande behandlas endast den del av denna verk- samhet som avser bostäder. Denna del tän- kes såsom en funktionellt avgränsad delsek— tor av hela byggnads- och anläggningssek- tom. Den fråga som skall besvaras är vilka slag av i första hand prisindexar med an- knytning till denna sektor det finns behov av, och som utgångspunkt för denna bedöm- ning vilka de ändamål är som dessa skall tillgodose.

Innan frågeställningen avgränsas till att

avse enbart bostadsbyggandet, skall frågan om konstruktionen av olika slag av indexar på byggnads- och anläggningsområdet disku- teras mera allmänt. Exempel hämtas dock i förekommande fall från bostadsbyggnadssek- torn.

Vi skall till en början förutsätta att alla med uppförandet av en byggnad eller an- läggning förenade arbeten utförs i en ren— odlad producentsektor (entreprenadsektor) och att inga sådana arbeten utförs i bygg- herresektom.

I figur 2.1 har förutom byggnads- och anläggningsverksamhet även inritats vissa andra berörda produktionssektorer liksom de produktionsfaktorer, vilka utnyttjas för

produktionen i berörda sektorer. Även de slutliga konsumenterna, hushållen, dvs. den sektor som köper och utnyttjar bostads- tjänsterna, har tagits med.

Man kan urskilja olika punkter för pris- mätning och härmed förknippad volym- mätning. I första hand är det naturligt att i detta sammanhang urskilja å ena sidan punkterna A, B, C, D för de produktions- faktorer som sätts in i byggnads- och an- läggningsverksamheten utgör dess input och å andra sidan punkt E som utgör dess produktion — dess output - av färdiga pro- dukter (byggnader och anläggningar).

I punkterna A, B, C och D mäter man priser och kvantiteter på de olika inputen. Genom sammanvägning av dessa prisupp- gifter kan man erhålla vad som brukar be- nämnas en faktorprisindex, dvs. ett samman- fattande mått på inputpriserna. Komplemen- tärt till faktorprisindexen kan man definiera ett sammanfattande mått på inputvolymen och en index för denna.

I princip kan på det sätt som närmare utvecklas i avsnitt 2.2.4 dessa beräkningar utformas med anknytning till förhållanden antingen vid produktionen av dessa varor eller tjänster eller vid användningen av dem inom byggnads- och anläggningsverksamhe- ten. Vid konstruktionen av faktorprisindex skall den senare frågeställningen vara väg- ledande.

I punkten E skall pris- och kvantitetsmät- ningen ske med anknytning till de färdiga produkterna betraktade som odelbara enhe- ter. Härvid kommer, som närmare framgår av det följande, i första hand två slag av index i fråga, nämligen vad som kommit att kallas byggnadsprisindex och byggnadskost- nadsindex. I direktiven omnämns därutöver »index som visar prisutvecklingen för lämp- ligt vald funktionsenhet». Även för sådana indexar som kommittén valt att kalla funk- tionsprisindex sker mätningen vid punkten E i figur 2.1 .

2.1.3. Pris— och kvantitetsbegreppen

Vi har ovan använt begreppen pris och kvan- titet utan att närmare fråga efter hur dessa

definieras. Vid en köp— och försäljningstrans- aktion -- t. ex. avseende ett varuparti är transaktionens totalbelopp (: partiets värde) i allmänhet väl definierat. För prismätning måste detta värde spjälkas upp på en pris- och en kvantitetskomponent så beskaffade, att de multiplicerade med varandra ger vär- det. Definition och mätning av pris och kvantitet är i denna mening helt komple- mentära. Hur spjälkningen skall göras är en definitionsfråga, där det i vissa fall kan före- ligga alternativa möjligheter. Valet mellan alternativen bör i princip vara beroende av frågeställningen, men det kan i praktiken givetvis också behöva påverkas av vad som är praktiskt genomförbart.

Då det gäller homogena varor av stapel- karaktär ger sig kvantitetsenheten tämligen naturligt och entydigt. Gäller det t.ex. ett parti socker av standardkvalitet, väljer man naturligen att räkna priset per viktsenhet (t.ex. per kilo) och kvantiteten i samma viktsenhet. Även i sådana enkla fall kan dock förhållanden som varierande förpack- ningsstorlekar, olika leveransvillkor m.m. komplicera bilden.

De problem som möter vid konstruktion av faktorprisindex är huvudsakligen av den karaktär som möter vid all prisindexkon- struktion. Kommittén har icke ansett det er- forderligt att närmare behandla dessa pro- blem från allmänna principiella synpunkter. De praktiska problem som behöver lösas vid konstruktion och beräkning av en faktor- prisindex behandlas i avsnitten 5.8 och 6.7. Den principiella diskussionen i föreliggande kapitel koncentreras huvudsakligen på de särskilda problem som möter vid konstruk- tion av outputprisindexar för byggnader och anläggningar. speciellt bostäder.

Då det gäller en sådan produkt som en byggnad —- där praktiskt taget varje enstaka exemplar är unikt kan »kvantitet» icke definieras på ett enkelt sätt. Kvantitetskarak- teristiken måste här omfatta en lång rad upp— gifter avseende t. ex. byggnadens storlek, in- redning, kvalitet med avseende på isolering, hållbarhet, läge etc.1 De »kvantiteter» en

1 I begreppet kvantitet, sådant det här an- vänds, inkluderas såväl vad som i inskränkt me-

byggnad representerar är beroende av den »omfattning» i vilken var och en av dessa komponenter förekommer, hur de olika komponenterna värderas och hur komponen— terna samverkar till bestämning av totalvär-

et. Problemet kompliceras ytterligare av det förhållandet att även om det är klart vilka kvantitetskarakteristika man vill ur- skilja, så är värderingen av dem icke enty- dig.

I enlighet med de allmänna principer som kommer att utvecklas närmare i det följande (avsnitt 2.3.3) framstår här två olika utgångs- punkter för värdering av kvantitetskarakte- ristika såsom naturliga. För det första kan man värdera byggnaden och dess olika ka- rakteristika med hänsyn till det värde de har för den som skall använda och förvalta bygg- naden. Vi skall kalla detta en byggherre- orienterad värdering. För det andra kan man värdera den och dess olika karakteristika med hänsyn till deras kostnad vid produktio- nen. Vi skall kalla detta en producentoriente- rad värdering.

I ett samhälle med fri konkurrens på ut- budssidan och fritt konsumtionsval tenderar de två värderingssystemen att sammanfalla på marginalen (gränskostnad : gränsnytta) och överensstämma med de priser som de olika komponenterna betingar på markna- den. Vid avvikelse från jämviktsläget kan emellertid dessa värderingar stundom vara vitt skilda från varandra och skilda från marknadspriset. Skillnaderna kan gälla så- väl byggnadens totala värde som de olika komponentemas inbördes värderelationer.

Frågan om val av prisnivåer och värde- ringssystem för byggnadsindexar återupptas och behandlas mera ingående i avsnitt 2.3 i det följande. Erforderlig bakgrund härtill lämnas i följande avsnitt 2.2, som behand- lar allmänna problem förknippade med kon- struktionen av pris- och volymindexar.

ning brukar betecknas som kvantitet och vad som brukar betecknas som kvalitet. Sålunda används i det följande begreppet kvalitet (kvali- tetskomponent) synonymt med begreppet kvan- titet (kvantitetskomponent).

2.2. Indexberäkningar i allmänhet, innebörd och form

2.2.1. Prisindexberäkningar

2.2.1.1 Några enkla exempel — Laspeyres- och Paasche-indexar

Innebörden av en prisindex kan lättast klar- göras genom ett exempel. I tabell 2.1 har för tre olika situationer (kallade 0, 1 och 2) angivits dels priser per kvantitetsenhet för några varor, dels kvantiteter av dessa va- ror, som antas ha köpts eller sålts. Av ko- lumnerna 11 och 12 framgår för varje vara hur mycket högre eller lägre priserna i si- tuationen 1 och situationen 2 är i förhål- lande till priserna i situationen 0. I exemp- let, liksom i verkligheten, är prisskillnader- na olika för olika varor. Man har emeller- tid ofta behov av att för en grupp varor eller tjänster ge ett sammanfattande — ett genomsnittligt — mått på prisskillnaderna. För den skull brukar man konstruera en prisindex.

Man skulle naturligtvis kunna räkna ut genomsnittet av de fem talen i vardera ko- lumnerna 11 och 12, dvs. av de relativa pris- skillnadema i förhållande till situationen O. Innebörden av ett sådant ovägt genomsnitt är emellertid oklar. Man försöker i stället konstruera prisindex på ett sådant sätt att de ger svar på en meningsfull fråga. Man kan t. ex. ställa frågan, hur mycket mer el- ler mindre än i situationen 0 (i procent räk- nat) kostar det i situationen 1 och 2 att köpa lika mycket av varje vara som man gjorde i situationen 0. Man kan från uppgifterna i tabellen lätt räkna ut att det kostar 35 725 kronor i siutationen 1 och 36 200 kronor i situationen 2 att köpa de kvantiteter som inköptes i situationen 0 till 34 985 kronor. Om man, som brukligt är, betecknar pris- läget i situationen 0 med 100, blir prisindex- talen för situationen 1

L 35725

2 12 2.1

01:3—4985'=100 10” ( ) och för situationen 2 L 36 200

I -1 =] 2.2 02= 3—4985 00 03,47 ( )

Tabell 2.1. Räkneexempel för illustration av prisindexberäkning.

Varor Situation 0 Situation ] Situation 2 Prisjämförelse

Kvan- Värde Pris Kvan- titet titet P0 (lo po QD pl Qi Pris Värde pl (11 132 (12

Pris Kvan- Värde p1 pg titet ; 100 ;— 100 0 De Cia

2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

1,10 1,15

14,00

3 870 2 062 8 625 10 500 14 500

39 557

Enligt denna beräkning är alltså priser- na i situationen 1 i genomsnitt 2,12 procent och i situationen 2 är de 3,47 procent högre än i situationen 0. Detta slag av index — där kvantitetsuppgiftema är hämtade från ut- gångssituationen 0 brukar man kalla en indexserie med fasta vikter eller Laspeyres index. L i beteckningen i formeln ovan står för Laspeyres. Siffrorna 01 och 02 nedtill betecknar att uppgifterna avser situationen 1 respektive situationen 2 i jämförelse med situationen 0.

Man kan givetvis också ställa sig frågan hur mycket mer eller mindre (i procent räk- nat) kostar de kvantiteter som inköptes i si- tuationen 1 och 2 i jämförelse med vad samma kvantiteter skulle ha kostat i situa- tionen 0 med de priser som då gällde. På denna fråga svarar två andra prisindextal.

p 37 205

01:3—65—29"100=101,85

39557. IP=—-—- =127 0, 38511100 0,2

(2.3)

(2.4)

Enligt denna beräkning är alltså priserna i situationen 1 i genomsnitt 1,85 procent och i situationen 2 är de 2,72 procent högre än i situationen 0. Detta slag av index där kvantitetsuppgifterna är hämtade från järn- förelseperioderna, dvs. situationen 1 och si- tuationen 2 brukar man kalla en index- serie med löpande vikter eller Paasches in- dex.

I det följande skall för enkelhets skull an- vändas de förkortade beteckningarna L-

index och P-index för Laspeyres- respektive Paasche-index eller indexserier.

Vi ser i exemplet att även om den genom— snittliga prisskillnaden mellan de jämförda situationerna blir ungefär lika stor mätt med en L- som med en P-index blir de båda måtten dock icke exakt lika. Hur stor skill- naden mellan dessa två beräkningar blir är beroende av flera faktorer, nämligen dels av olikheter situationerna emellan, då det gäller förhållandet mellan de inköpta kvantiteterna, dels av olikheter varorna emellan, då det gäller prisskillnadema, dels. också av samspelet mellan dessa två för- hållanden. Om vikterna hämtade från de kvantitativa inköpen vore desamma (eller stod i samma relation till varandra) i alla situationerna, skulle L- och P-indexarna ge samma resultat. Om prisskillnadema (i pro-- cent räknat) vore desamma för alla varor- na, skulle L- och P-indexama också visa samma resultat.

2.2. l .2 Kedjeindexar

Olika andra alternativa metoder för kon- struktion av meningsfulla prisindexserier finns givetvis. Man kan t. ex. i det exempli- fierade fallet göra beräkningar med fasta vikter med utgångspunkt i kvantiteterna i si- tuationen 1 eller i situationen 2 i stället för som ovan (uttrycken 2.1 och 2.2) från situa- tionen O. Vanligt är också att man konstrue- rar s. k. kedjeindexar genom att multiplicera ihop länkar, där man i varje länk jämför två

på varandra följande situationer med varand- ra. En kedjeindex av L-typ skulle i det exem- plifierade fallet se ut så här.

Länkar: 1ä1= ZZ—Zå' 00= 102,12 (2.5) 1f2= ;; Zg”; 100= 101,18 (2.6) Kedjad serie: 101—,k = 102,12 (2.7) 102 = 13% = 103,33 (2.8)

På analogt sätt kan man kedja samman P- länkar. Man får i det fallet

Länkar: 51= Z; ggg 100= 101 ,85 (2.9) [;;— _ åå— få; 100= 101,03 (2.10) Kedjad serie: lå? = 101,85 (2,11)

101,85 - 101,03

= 102,9 2.12 100 0 ( )

102 =

Ovan nämnda kedjeindexar skall i det följande betecknas Lk- respektive Pk-in— dexar.

2.2.1.3 Några indexformler

Ovan har beräkningsförfarandena förkla— rats verbalt och med anknytning till exemp- let i tabell 2.1. För den fortsatta framställ— ningen är det önskvärt att förfarandet vid olika indexberäkningar ges en mera exakt beskrivning, i matematisk form. I sådan form blir uttrycken för L- och P-indexar sålunda.

EPn qio IL » 100 2.13 Ol': 2—P_io qio ( ) P 213171: qi: I = __— - 100 2.14) 0; 2?Pto qn ( I

där pi, avser priserna för vara i i situa- tionen t, och där qit avser de inköpta eller sålda kvantiteterna av vara i i situationen t. I utgångssituationen är t = 0. Tecknet Z betyder att den efterföljande produkten, t. ex. p,, qw i täljaren i uttryck (2.13), skall summeras för de olika varorna, nummer 1, 2, 3 etc. Om det finns fem varor står såle- des 2 p,, qm i stället för det längre uttryc-

1 ket Pit (110 + P2: 420 + P3: gso + P4: (140 + p5, q50. Eftersom det i uttryck av det slag som återfinns i (2.13) och (2.14) ovan alltid ingår ett i är det onödigt att belasta dem med att alltid skriva ut dessa i:n. Vi skall därför då missförstånd inte behöver riskeras för enkelhets skull i stället för uttrycken (2.13) och (2.14) skriva på följande sätt.

Xp q L ! 0. 10521,qu 100 (2.15) Ep q 1P=—#-100 2.16 0! Epoq' ( )

Kedjeindexarna (Lk- och Pk-indexarna) får med detta beteckningssätt följande form.

ng=Z—P1qo 2,0ng _ Zpth—l _ ' ZPoqo 2P1Q1 XP:—1 (l:—1 -100 (2.17) ng=2mqn21>aqz____ 211,11. . ' ZPOql 2P142 XP:—lg: -100 (2.18)

En prisindex kan också konstrueras med anknytning till en uppsättning kvantitetstal som inte hänför sig till det faktiska läget vid någon av de situationer som beräkningarna omfattar. Kvantitetskonstellationen kan t. ex. utgöra ett genomsnitt beräknat över en serie situationer, men den kan också vara vald efter helt andra grunder. Formeln för en så— dan index är

- 100 (2.19)

Likheten mellan denna index (i det föl— jande kallad L.-index) och en L—index lig- ger däri att båda är indexar med fasta vik- ter.

Då det i vissa fall finns behov av en sam- manfattande beteckning på L- och P—indexar och varianter av dessa, vilken skiljer dem från Lk— och Pk—indexar skall för den förra gruppen användas uttrycket långperiodiska indexar.

Givetvis kan en mängd olika indexform- ler uppställas.1 Kommittén har dock funnit att ovanstående och vissa analogier till des- sa utgör en för dess utredning tillräcklig uppsättning.

2.2.1.4 Tidsindexar — nivåindexar

Ovan har resonemangen förts utan att det angivits vad de olika inbördes jämförda si- tuationerna avser. Det utan tvekan vanligaste är att det gäller att mäta prisutvecklingen i tiden, att beräkna en tidsindex. Situatio- nema O, 1 och 2 hänför sig då till olika tid- punkter eller tidsperioder. Beräkningsme- toder och ekvationer ovan gäller emellertid även vid andra slag av situationsjämförelser; kedjeindexarna blir dock av mindre rele- vans. Härvid är det vanligaste en jämförelse mellan de prisförhållanden som vid samma tidpunkt eller period råder i olika geografis- ka områden. Ett område —- t. ex. Stock— holmsregionen eller stundom hela riket väljs därvid såsom jämförelsebas. Denna typ av frågeställning med jämförelse mellan geo— grafiska områden är aktuell vid konstruktion av dyrortsområden och vid beräkning av prisförhållandena dem emellan. Då det gäl- ler byggnadsindex är den i första hand ak- tuell vid konstruktion av s. k. ortsindex. Ortsindex utgör endast en variant av vad som mera generellt kan kallas nivåindex. Härmed skall avses en index, som mäter re- lationen mellan vid samma tidpunkt eller un- der samma tidsperiod föreliggande prisni- våer. Andra exempel på nivåindexar, vilka kan vara av intresse då det gäller byggnads-

och anläggningsverksamhet, är nivåindexar för olika byggherrekategorier, för olika kate— gorier av entreprenörer och för olika pro- jektstorlekar.

2.2.2 Volymindexberäkningar

En prisindex är, såsom framgått av det före- gående, ett konstruerat, sammanfattande mått på prisskillnadema mellan två situatio- ner för en på något sätt avgränsad grupp varor och tjänster.

Varför vill man beräkna sådana prisindex- tal? En orsak är givetvis att man kan vilja studera prisutvecklingen som sådan mellan olika situationer. En annan orsak kan vara att man med hjälp av prisindexserier vill räk- na om värdetal som är uttryckta i olika prisnivåer till att gälla en och samma oför- ändrade prisnivå. Det omvända förfarandet kan givetvis också vara aktuellt, dvs. man kan vilja räkna om ett värdetal som är hän- förligt till en bestämd prisnivå till att gälla andra prisnivåer. Den första operationen brukar kallas för deflatering, den sistnämnda kan i analogi härmed kallas reflatering.

Syftet med deflatering med hjälp av en prisindex av en viss värdeserie, t.ex. en serie över den totala konsumtionen eller en serie över industriproduktionen, är att er- hålla serier över utvecklingen av i detta exempel konsumtionen och industriproduk—

' I modern indexteori är frågeställningen ofta analytiskt mer komplicerad än vad som antytts ovan. En betydelsefull teoretisk konstruktion är en s. k. kompensationsindex. Teorierna för denna index har i första hand utvecklats med anknytning till konsumtionsteorin. På ett sätt likartat med det på vilket en kompensationsindex för konsumtionspriser är förankrad i konsum- tionsteorin, kan indextal som hänför sig till priser för inköp till eller utbud från en produktionspro- cess ges en produktionsteoretisk förankring. Detta slag av betraktelsesätt har ett teoretiskt intresse. Kompensationsindexar av detta slag låter sig dock icke direkt beräknas. De har sin betydelse som riktmärke och bakgrund vid val av praktiskt tillämpbara metoder. L- och P-in- dexar kan båda uppfattas som approximationer till en kompensationsindex. Då valet i praktiken ändå torde komma att stå mellan de varianter av indexformer för vilka redogjorts ovan, har kom- mittén icke ansett det erforderligt att närmare ingå på frågan om kompensationsindexbegrep- pets tillämpning på input- och outputprisin- dexar av det slag kommittén har att arbeta med.

tionen uttryckta i fasta värdeenheter i detta fall priserna under en viss jämförelse- period. Man brukar därför tala om beräk- ningar i fasta priser, beräkningar av volym- indexar o. d.

Man kan, på ett sätt analogt med det som tillämpades i avsnitt 2.2.1, direkt diskutera sig fram till hur olika volymindexar bör vara konstruerade för att ge svar på vissa särskilda frågeställningar. Man leds därvid i analogi med tidigare diskuterade pris- indexar — till konstruktion av t. ex. följande volymindexar.

L 2 I(q) = & . 100 (2.20) 01 Po [lo '” Ep q: I(q) = —'- 100 2.21 01 ZP: 0 ( ) & Ep q, [(g) = *— » 100 2.22 01 EPQ: 0 ( )

Beteckningen (q) 1 uttrycken ovan är av- sedd att markera att det är fråga om en volymindex. På analogt sätt bör alla index- beteckningar I i uttrycken (2.1)—(2.19) ovan i stället skrivas I(p) för markering av att det är fråga om prisindextal. Tilläggen (p) och (q) kommer i det följande att användas en- dast där så är nödvändigt för att klarhet skall uppnås.

Om man sammanställer volymindexarna (2.20) och (2.21) med prisindexkonstruktio- nerna enligt uttrycken (2.16) resp. (2.15) fin— ner man att

L P P L SP: 4! I(p) - I(q) = I(p) - M) = _— - 1002 = 0: 0: 0: 01 Po % = [(V) - 100 (2.23) 0!

där IO,(v) står för index för den totala re- lativa värdeförändringen från situation 0 till situation !. Samma förhållande gäller för kedjeindexar.

Av uttrycket (2.23) framgår även att man vid deflatering av en värdeindex med en L- prisindex får en P-volymindex och vid de— flatering med en P-prisindex får en L-volym- index. På motsvarande sätt kan man genom division av värdeindex med volymindex kon- struerad enligt formel (2.22) ovan få fram en prisindex.

__ I(V) 1(p)=—%'_—-100= 0' Hc!)

0!

Zhao 217qu

-100 2.24) 2120 qoZpA. (

Denna indexform (i det följande kallad P..-index) anges här, då den visar sig ha ett visst intresse i diskussionen om hur bygg- nadsindex bör konstrueras.

Genom omformning av uttrycket (2.24) kan detta skrivas sålunda.

ZP! Q: P... 2 I(p)= ————p' q' -100 (2.25) 0: Po % ZP. (10

Om p. står för de fasta enhetsvärden som tillämpas vid beräkning av pantvärde i sam- band med bostadslångivningen och po och p, står för de verkliga priserna (i situationen 0 respektive t) för ifrågavarande kompo- nenter, representerar både nämnare och täl- jare i uttrycket (2.25) vad som här skall kallas överkosmadskoefficienterl (för situa- tionen 0 respektive t, räknade med utgångs- punkt i fasta enhetsvärden).

2.2.3 Några egenskaper hos aktuella index- serier

Såsom framhållits i det föregående är det, i varje fall då det gäller byggnadsindexar, motiverat att i praktiken begränsa valet av indexformler till konstruktioner av typ L, L., P, P.. och kedjeindexar av typ Lk och Pk.

Vid valet av indexformel har man anled- ning att ta hänsyn till bl. a. tre olika om- ständigheter, nämligen

i) indexformelns anknytning till de ända- mål för vilka indexen är avsedd att använ- das,

ii) de analytiska egenskaper en index till följd av sin konstruktion besitter,

iii) de möjligheter och svårigheter som i praktiken föreligger vid beräkningen av en index.

1 Termen åverkasmadskaefficient är bildad med utgångspunkt i det i samband med bo- stadslångivningen använda uttrycket överkost— nad för skillnaden mellan total produktions- kostnad och pantvärde. Då dessa två storheter är lika blir överkostnadskoefficienten = 1.

Frågan om de krav som ändamålen stäl- ler kan icke diskuteras på detta stadium. Kommittén återkommer till detta i kapitel 6. Redan här kan emellertid förutskickas att en fullständig anpassning av indexkonstruk— tionen till ändamålen i den mån detta över huvud taget är beräkningstekniskt möjligt —- skulle ställa krav på en mycket omfattan- de uppsättning av indexberäkningar, efter- som ändamålen är av så mångskiftande ka- raktär. Skillnaderna mellan resultaten av be- räkningar baserade på de olika aktuella in— dexformlerna är också oftast förhållandevis små. Vidare kan konstateras att bristfällig- heter av andra slag, vilka i praktiken kom- mer att vidlåda beräkningarna, ofta torde vara av samma eller större storleksordning än de som förorsakas av ett med hänsyn till ändamålet olämpligt formelval.

Av de angivna skälen är det anledning att låta formelvalet i stor utsträckning dikteras av indexamas allmänna egenskaper och av vad som är lämpligt från praktisk beräk— ningssynpunkt. Några härav föranledda syn- punkter på de olika aktuella indexformlema skall här anföras. Kommentarerna skall där- vid i första hand anknyta till prisindexkon- struktionerna (2.15)—(2.19) och (2.24).

Betrakta först de sedvanliga L- och P-in- dexarna, dvs. uttrycken (2.15) och (2.16). Man kan då konstatera, att det för kon- struktion av L-index behövs information om alla priser p, (för varje vara i = 1, . . . n) för varje situation t, medan uppgifter om kvanti— teter q, och totalvärde 2 p,- q, endast be-

hövs för bassituationen Oil

För beräkning av P-index behöver man ;),-uppgifter endast för bassituationen, me- dan q, och 2 p, q, behövs för varje situa-

tion för vilkbn en indexberäkning skall gö- ras.

För beräkning av L.-index enligt uttryck (2.19) behövs — förutom uppgift om de fas- ta kvantitetsuppgiftema q,. även ;),-uppgif- ter för alla situationer. Däremot behövs inga uppgifter om vare sig q,. eller 2 Pr qi.

! För en P..-index konstruerad enligt ut- tryck (2.24) behövs utom de fasta prisupp-

gifterna p,. inga andra pi-uppgifter. Däremot behövs q,— och 2 p, q,—uppgifter för alla si-

! tuationer.

Med de metoder som enligt vad den följande utredningen ger vid handen är möjliga och lämpliga för konstruktion av byggnadsprisindex, är P-index eller P..-in- dex att föredra framför L-index, då det gäller index för kortare perioder och hög aktualitetsgrad. pi—uppgifter behövs i så fall endast för en basperiod om ett års längd. Detta förenklar i vissa fall beräkningarna och ger mindre medelfel i indextalen än i det fall pi-uppgifter skulle ha skattats för varje kvartal separat.

Det visar sig emellertid att både P-och P..- indexarna har en annan nackdel som vid vis- sa användningar av index kan vara allvarli— gare än de nyss berörda beräkningstekniska. Denna nackdel har sin grund i det förhållan- det att viktsystemet ändras för varje period. Detta innebär, att om alla enhetspriser p, är lika vid två jämförda situationer (andra än situationen 0), kan index ändå visa en för- ändring på grund av att q, förändrats. Detta framstår som en nackdel i de fall index skall användas för analys av prisutvecklingen. Då prisindex skall användas för att man genom deflatering av en värdeserie (i löpande pri- ser) skall erhålla en volymindex (dvs. en se- rie i fasta priser) är förhållandet det mot- satta. En L-volymserie som erhålls genom deflatering av en värdeserie med en P—pris— index är då att föredra framför en P—volym- serie. Den förstnämnda — men icke säkert den sistnämnda ger oförändrad volym 1 det fall att alla kvantiteter q, är lika vid de båda jämförda situationerna.

Betrakta därefter kedjeindexarna Lk och Pk konstruerade enligt uttrycken (2.17) re- spektive (2.18). Av dessa uttryck framgår att för beräkning av Lk-indexen krävs prupp- gifter t.o.m. den sista jämförelsesituatio- nen. För Pk-indexen behövs ;),-uppgifter

1 Här och i fortsättningen av avsnitt 2.2.3 har, i motsats till vad som är fallet i tidigare formel- uttryck, uppgifterna om tidsperiod, st. 0 och :, slopats i formeluttrycken och vid angivande av pris och kvantiteter. I stället har i, som betecknar varans nummer, bibehållits.

däremot endast t. o. m. den näst sista jäm- förelsesituationen. Pk-indexen har härige- nom en beräkningsteknisk fördel framför Lk-indexen. Den tidigare invändningen mot en P-index att den till följd av ändringar i q, kan ändra värde från en situation till en annan även om inga p, ändras mellan situa- tionerna gäller inte för Pk-index.1 I stället tillkommer emellertid — vare sig det är fråga om Pk- eller Lk-indexar de generella nackdelar som vidlåder alla kedjeindexar, nämligen

i) felaktigheter, antingen det rör sig om rena slumpfel eller systematiska fel, ackumu— leras i indexserien eftersom varje indextal utgör en bas för alla följande,

ii) innebörden av en jämförelse mellan indextalen för två situationer som inte föl- jer på varandra är oklar, eftersom den byg— ger på flera indexlänkar som avser olika sammansättning av de varor (den byggnads- volym) som indexen hänför sig till,2

iii) i de fall korrelation föreligger mel- lan pris- och kvantitetsförändringar kom- mer en kedjeindex över en period omfattan— de flera länkar att systematiskt avvika från index av typ L och P, vilka baserar sig på direktjämförelser över ifrågavarande pe- riod.

Kedjeindexar har emellertid också påtag- liga fördelar. En fördel jämfört med en L- index är att viktsystemet alltid hålls aktuellt. En annan fördel är att beräkningsunderla- gets omfattning (täckningsgraden) och de— taljrikedom icke begränsas av tillkomst och bortfall av varor (motsvarande) eller av om— läggningar i det statistiska material på vilket beräkningarna baseras annat än för en länk itaget.

Slutsatsen av vad som ovan anförts skulle närmast vara, att vid konstruktion av bygg- nadsprisindex (enligt de metoder som ut— vecklas närmare i det följande) är P-, P..— och Pk-index att föredra av beräkningstek- niska skäl framför L,- L.- och Lk-index. Då det gäller prisindex som skall användas som deflator är P- och P..-index lämpligare än L- och L.-index, medan det motsatta förhål- landet gäller då det primärt är fråga om att studera prisutvecklingen. Pk—index (liksom

den beräkningstekniskt underlägsna Lk-in- dex) är acceptabla för båda ändamålen.

I princip vore det, även då det gäller en faktorprisindex möjligt att välja mellan de olika indexkonstruktioner som diskuterats i det föregående. Här talar emellertid de be- räkningstekniska skälen mycket starkt för en L- eller en L.-index. En P— eller P..—index kan beräknas endast med 2 år 3 års eftersläp- ning, eftersom det icke är möjligt att aktua— lisera vägningstalen snabbare. Detta gör även Lk- och Pk-indexar olämpliga. Då där- till kommer att förändringar i vägningstalen synes ha mycket ringa inflytande på faktor— prisindex framstår här en L— eller en L.- index såsom ett självklart val.

2.2.4 Olika värderingssystem

2.2.4.1 Användar- och producentorienterat värderingssystem

Man kan, som berörts i det föregående (avsnitt 2.1), urskilja två olika grundläggande värderingssystem, ett användarorienterat och ett producentorienterat. Dessa två värde- ringssystem har helt olika bakgrund. An- vändarens värderingar förutsätts bestämda av den behovstillfredsställelse eller intäkter som användningen av de olika varorna ger upphov till. Producentens värderingar styrs av de kostnader som är förenade med pro- duktionen av de olika varorna.

L- och P-indexar innebär att man värderar de i beräkningen innefattade varorna och tjänsterna till priserna för dessa i en viss situation. Då man utnyttjar sådana indexar eller kombinationer av dem motiveras detta —- förutom av att det möjliggör ett enkelt be- räkningsförfarande av att både producent och användare (säljare och köpare) förut- sätts ha anpassat sig till de på marknaden rådande priserna Dessa skulle därigenom

1 Det förutsättes då att priserna varit oföränd- rade även i eventuella mellanliggande länkar. Uttalandet gäller däremot inte vare sig för Pk- eller Lk-index —- för det fall att priserna efter en förändring som påverkat mellanliggande län— kar återgått till utgångsläget. En liknande invändning kan riktas mot L- och P-indexar så snart dessa indexar används för jämförelser av två situationer av vilka ingen är bassituationen 0.

överensstämma med både producentens och användarens värderingar på marginalen. In- nebörden härav är att vid en liten förändring av en kvantitetskomponent (t. ex. en ökning av våningsyta med 1 procent), värderar an- vändaren denna ökning till samma belopp som det kostar för producenten att åstad- komma denna förändring.

Två problem bör i detta sammanhang särskilt uppmärksammas. De förorsakas, det ena av ofullkomligheter i marknadsan- passningen, det andra av svårigheter att vid kvalitetsolikheter avläsa marknadens värde- ringar.

Användarens och producentens värde- ringar sammanfaller i teorin på marginalen i det fall att det förekommer fullständig och fri konkurrens mellan konkurrenterna och att användaren har möjlighet till fritt val mellan olika köpaltemativ. Är dessa förhål- landen icke uppfyllda kan avvikelser före- komma. Endera användarens eller produ- centens interna på marginalen gällande vär- deringssystem eller bådas kan avvika från de på marknaden framkommande priserna. Det torde beträffande användarsidan särskilt då det gäller användningen för konsumtion — i allmänhet i en sådan situation föreligga små möjligheter att finna något alternativt konkret underlag för en från marknadspri- serna fristående approximation av de interna värderingarna. Då det gäller produktions- sidan är förutsättningarna något bättre, ef- tersom värderingarna där skall knyta an till produktionskostnaden, vilken i viss ut- sträckning kan observeras direkt.

I praktiken har man dock vid pris- och volymindexberäkningar — om man bortser från särskilda värderingar gjorda i samband med kvalitetsförändringar, något som be— handlas i det följande _ praktiskt taget all- tid stannat vid att acceptera marknadspris- situationen som underlag för värderingar. Man kan ju också, i synnerhet då det gäller prisindex, inta den pragmatiska ståndpunk- ten att det gäller att beräkna ett samman- fattande mått för de faktiskt noterade pri- serna och prisförändringarna. En index av L-typ eller P-typ som kan ges en beskriv- ning i beräkningstekniska termer, vilken är

operationellt meningsfull, kan därvid be- traktas som ett acceptabelt förfarande, även om den inte kan ges en djupare teoretisk förankring. Den kan i varje fall i viss me— ning tolkas av alla användare. Oberoende av om producenter och/eller användare anpas- sat sig väl till priserna eller icke, har L- och P—indexar för båda parter en konkret innebörd som låter sig formuleras på ett enkelt sätt. De knyter an till det värderings- system som manifesterats genom priserna i en viss situation.

2.2.4.2 Mätning av kvalitetsförändringar

Vi har i det föregående, för de varor eller tjänster som indexberäkningarna avser, för- utsatt att priset hänför sig till en entydigt mätbar kvantitativ enhet per vara eller tjänst (t. ex. kilogram, meter, m2, m3, stycken), och att för varje vara — varje kvantitativ enhet är helt lika den andra, samt att va- rorna är helt lika i alla de jämförda situationerna. I praktiken är emellertid inte dessa villkor uppfyllda. Även om beräk- ningarna skulle kunna utföras så att dessa villkor vore uppfyllda vid varje situation för sig, kan man dock icke komma ifrån det förhållandet att varorna kan undergå kvali- tetsförändringar mellan de olika situatio- nerna.1 Om sådana förhållandena förekom- mer i endast ringa omfattning, kan proble— met approximativt lösas genom att de va— ror som mellan två situationer undergår kva- litetsförändringar utesluts i de länkar i in- dexberäkningarna, där dessa situationer skall jämföras. I de fall kvalitetsförändringar förekommer i mera betydande utsträckning — och det gäller bl. a. produkter inom bygg- nads— och anläggningsområdet -— är det emel- lertid nödvändigt att finna former för att sär-

1 En mängd andra praktiska problem före- kommer givetvis vid beräkningarna, t.ex. till följd av att gamla varor helt försvinner, att helt nya varor tillkommer, att varor vid beräkningar- na i viss utsträckning måste sammanföras i grup— per som inte är helt homogena etc. Det synes icke erforderligt att här behandla alla dess olika pro- blem. Som angivits i det föregående inskränks diskussionen i huvudsak till sådana frågor som bedömts särskilt viktiga för konstruktion och beräkning av outputprisindexar för byggnader.

Vid genomförandet av en kvalitetsvärde— ring föreligger givetvis samma slag av pro- blematik som när det gäller den i det före— gående diskuterade frågan om val av värde- ringssystem över huvud taget. I princip skul- le man, beroende på vilken frågeställningen är, knyta an antingen till användarens eller till producentens värderingssystem. I vissa fall gör man också i praktiken försök att vid värdering av kvalitetsförändringar hålla isär dessa två skilda aspekter. T. ex. söker man vid kvalitetsvärderingar i samband med beräkningarna av konsumentprisindex göra en — låt vara subjektivt betonad — bedöm- ning utifrån vad som antas vara det för konsumenten relevanta i kvalitetsföränd- ringen. Den värdering man stannar för kommer då ofta att avvika från den med kvalitetsförändringen förenade kostnads- skillnaden, om vilken man stundom också har viss information.

Även då det gäller kvalitetsförändringar kan man i vissa fall på ett enkelt sätt knyta an dem till marknadspriserna — med de brister detta kan ha. Detta är möjligt om de olika kvaliteterna förekommer parallellt på marknaden under tillräckligt lång period för att man skall kunna behandla prisskillna- den dem emellan såsom ett uttryck för marknadens värdering av kvalitetsskillnaden. Ofta är emellertid denna väg inte framkom- lig. Det kan bero på att varorna inte före— kommer parallellt på marknaden — i varje fall inte mer än under en alltför kort pe- riod. Man är då hänvisad till att göra sär- skilda kvalitetsvärderingar.

Svårigheterna att med utgångspunkt i för olika kvaliteter parallellt tillgängliga marknadsprisobservationer göra värderingar av kvalitetsskillnaderna kan för vissa grup- per av varor också bero på att kvalitetsva— riationerna samtidigt berör så många olika egenskaper. Dessa kvalitetsegenskaper kan då förskjutas i förhållande till varandra på ett så olikartat och oregelbundet sätt att man i varje fall inte med enkla kalkyler (t.ex. beräkningar där man jämför varu- kvalitetema två och två) kan kvantitativt beräkna marknadens värdering av kvalitets-

förskjutningarna. Denna sistnämnda proble- matik är i hög grad relevant då det gäller beräkning av prisindexar för byggnader och anläggningar. Även för sådana fall finns dock som skall utvecklats i det följande metoder för att ur ett faktiskt observa- tionsmaterial skatta marknadens värderingar av olika kvalitetsegenskaper. Härvid kan det emellertid vara möjligt i viss utsträckning och beroende på beräkningarnas utformning och syfte även lämpligt att styra beräk- ningarna mot den ena eller den andra vär- deringsgrunden (användarens eller produ- centens värderingssystem). Denna fråga be- handlas närmare i avsnitt 2.3 med direkt anknytning till den problematik som är ak- tuell för olika slag av byggnadsindexar.

2.3 Val av prisnivåer samt system för kva- litetsvärdering avseende byggnadspris- eller byggnadskostnadsindex

2.3.1 Inledning

Såsom konstaterats i avsnitt 2.1.3 och yt- terligare teoretiskt utvecklats i avsnitt 2.2.4, har man anledning att vid utformningen av outputprisindex avseende byggnader och anläggningar (mätpunkt E i diagram 2.1) skilja mellan en byggherreorienterad värde- ringsmetod och en producentorienterad vär- deringsmetod. Det är vidare nödvändigt att fixera vilken den prisnivå är som skall mä- tas genom index. Även om dessa två frå— gor val av prisnivå och val av system för kvalitetsvärdering har samband med var- andra, är det väsentligt att i diskussionen göra en klar distinktion dem emellan. Det— ta kommer ytterligare att framgå av den följande framställningen.

2.3.2 Val av prisnivå på outputsidan

Frågan om valet av prisnivå på outputsidan skall här först behandlas. I princip kan man där punkt E i figur 2.1 urskilja tre olika prisnivåer,1 nämligen

1 Observera att vi här tills vidare förutsätter att alla med byggnadens eller anläggningens upp- förande förenade arbeten utförs inom entrepre-

i) byggnadskostnaden, dvs. den totala kostnad som (enligt vad entreprenören, entreprenörerna kan fastställa) varit för- enad med byggnadens eller anläggningens uppförande,

ii) byggnadspriset, det belopp som bygg— herren betalat för byggnaden,

iii) byggnadens avkastningsvärde, dvs. det belopp som användaren byggherren varit beredd att betala med hänsyn till det värde han till följd av framtida intäkter eller eget nyttjande av byggnaden tillskriver denna. Skillnaden mellan byggnadspris och byggnadskostnad utgör entreprenörens eller entreprenörernas vinst eller — om skillnaden är negativ — deras förlust. En positiv skill- nad mellan byggnadens avkastningsvärde och byggnadspriset kan föreligga i en brist- situation om inte entreprenören utnyttjat denna till att höja priset upp till byggna- dens avkastningsvärde, eller om han till följd av lagstiftning eller liknande varit förhind- rad därtill. Skillnaden mellan byggnadens avkastningsvärde och byggnadspriset kan också var negativ, t.ex. om byggherren vid beställningen överskattat marknadens värderingar av de tjänster som den är av- sedd att ge. Av dessa tre värderingar kan i praktiken endast byggnadskostnaderna och byggnadspriserna bli föremål för praktisk mätning. De till dessa hörande typerna av indexserier skall kallas byggnadskostnads- index respektive byggnadsprisindex.

De prisindexbegrepp som här införts - faktorsprisindex för byggnadsproduktionens input-sida samt byggnadsprisindex och bygg- nadskostnadsindex för dess output-sida - överensstämmer med dem som delegatio- nen för statistikfrågor preciserade och an- vände i sitt betänkande om bostads- och byggnadsstatistikens organisation.l Såsom komplement till det ovan sagda skall dele- gationens för statistikfrågor definition av de

nadsektorn. De avgränsningsproblem som vållats av att byggherren stundom svarar för vissa arbe- ten, t. ex. vid projekteringen, behandlas i avsnitt 2.4.1.1. Icke heller behandlas här frågan om ob- jektet för prismätningen (byggnaden eller an- läggningens avgränsning), dvs. om t. ex. kost- naderna för mark och grundläggningsarbeten skall medräknas eller ej. Denna fråga tas upp i avsnitt 2.4.l.2.

»Med byggnadsprisindex skall menas en index avseende utvecklingen från en tidpunkt2 till en annan av det pris en köpare (en bygg- herre eller en entreprenör) faktiskt får betala för ett i någon mening likvärdigt byggnads- och anläggningsprojekt eller prismässigt av- gränsbar del av ett projekt (exempelvis ett av en särskild entreprenör utfört delarbete). Frå- gan om vilken byggnadsteknik som tillämpats skall i princip inte spela någon roll vid be- dömningen av om två projekt är likvärdiga utan endast projektets storlek och kvalitet.

Med byggnadskostnadsindex skall här me- nas en index avseende utvecklingen från en tid- punkt till en annan av byggnadskostnaderna för ett i någon mening likvärdigt projekt un- der beaktande av de effekter på kostnaderna som föranleds av ändrad byggnadsteknik, ut- nyttjande av nya råvaror etc. En så definierad index skiljer sig principiellt från byggnadspris— index därigenom att den icke inkluderar pro- ducentens" vinstmarginaler. Genom att den tar hänsyn till produktivitetsutvecklingens effekt på kostnaderna skiljer den sig vidare åt- minstone i praktiken från de vanligen före- kommande prisindex på byggnads- och an- läggningsområdet som, ehuru något oegentligt, brukar benämnas byggnadskostnadsindex.

Sistnämnda slag av index skall här kallas faktorprisindex! Härmed skall menas en index avseende utvecklingen från en tidpunkt till en annan av de kostnader som vid i någon me- ning oförändrad teknik är förknippade med utförandet av ett visst fixerat byggnads- och anläggningsprojekt eller kostnadsmässigt av- gränsbar del av ett projekt. I praktiken utgår man från en fast budget av faktorinsatser i form av arbetskraft, råvaror etc.

Ovan har förutsatts att de olika indextalen hänför sig till ett projekt eller en klart avskilj- bar del av ett projekt samt till prissituationer vid bestämda tidpunkter. I praktiken blir det i regel fråga om indexberäkningar som utgör genomsnitt för kategorier av projekt, t. ex. alla flerfamiljshus eller alla flerfamiljshus av viss

1 Den statliga bostads- och byggnadsstatisti- kens framtida organisation, Stockholm 1964 (stencil). 2 Alternativt kan det här, liksom då det gäller i fortsättningen berörda index, exempelvis också vara fråga om att göra jämförelser mellan vid samma tidpunkt rådande prisförhållanden på olika orter. Med producent avses här på byggnadsplatsen verksamma byggnads-, anläggnings- och in- installationsföretag (byggnadsindexkommitténs anmärkning). " Uttrycket utgör en förkortning av vad som egentligare kunde betecknas byggnadsproduk- tionsfaktorprisindex.

storlek eller konstruktion. Vidare tillkommer ett periodiceringsproblem förorsakat av att uppförandet av en byggnad tar avsevärd tid i anspråk.»

Enligt sina direktiv har kommittén vida- re att utarbeta förslag till beräkning förutom av ovan nämnda slag av indexar faktor- prisindex, byggnadskostnadsindex och bygg- nadsprisindex även till beräkning av s.k. funktionsprisindex. Härmed avses en index som anger utvecklingen av priset räknat per viss funktionsenhet, t.ex. elevplats i skolhus, Vårdplats på sjukhus, arbetsplats i kontorshus m.m. Även om detta slag av index i första hand har efterfrågats då det gäller byggnader av nyss exemplifierat slag, har den också sitt intresse för bostäder. De funktionsenheter som därvid i första hand synes böra komma i fråga är lägenhet, m2 våningsyta eller anta] boendeplatser (sov- platser) för vilka bostäderna är avsedda.

Eftersom funktionsprisindexen mäter pri- set per funktionsenhet inkluderar den de prisförändringar som är föranledda av för- ändringar i standarden per funktionsenhet. Om en funktionsprisindex deflateras med motsvarande byggnadsprisindex erhålls ett mått på standard per funktionsenhet. Detta mått skall vi kalla en kvalitetsindex.

Även då det gäller funktionsprisindex och kvalitetsindex kan givetvis olika varianter förekomma, vilka skiljer sig från varandra med avseende på om de hänför sig till pris- eller kostnadsnivå och med avseende på vår- deringssystem på samma sätt som fallet är för byggnadspris— och byggnadskostnadsin- dex enligt vad som framgått av analysen i det föregående. Vi skall dock, då det gäller funktionsprisindex och kvalitetsindex, in- skränka oss till konstruktioner som motsva- rar en byggherreorienterad byggnadsprisin- dex.

Resonemangen exemplifieras i det före- gående och det följande ofta med anknyt- ning till tidsindex. Som betonats i not 2 på s. 49 är de emellertid tillämpliga också på nivåindex. Alla de berörda indextyperna (faktorpris-, byggnadskostnads-, byggnads- pris—, funktionspris— och kvalitetsindex) kan sålunda i princip förekomma både såsom tidsindex och nivåindex.

2.3.3 Val av system för kvalitetsvärdering 2.3.3.l Teoretiska synpunkter

I de olika från delegationen för statistikfrå- gor hämtade definitionerna talas endast om likvärdig standard e. d. utan att något sägs om hur kvalitetsvärderingen skall genomfö- ras. Med de i det föregående berörda prisni- våerna — byggnadskostnaden, byggnadspriset och byggnadens avkastningsvärde — är ock— så, på det sätt som utvecklats generellt i av- snitten 2.1.3 och 2.2.4, förenade olika bak- omliggande värderingssystem med hjälp av vilka en byggnads olika kvalitetskarakteris- tika kan värderas.

Bakom byggnadskostnaden ligger en kva- litetsvärdering med anknytning till de kost- nader som är förenade med de olika kvali- tetskomponenterna. Bakom byggnadens av- kastningsvärde ligger byggherrens (fastig- hetsägarens) värderingar. Byggnadspriset re- presenterar det resultat som framkommer på marknaden. Som framhållits i det föregå- ende behöver detta inte överensstämma vare sig med producentens eller byggherrens vär— deringar på marginalen, om icke fullständig anpassning skett. Det kan i förstone synas naturligt att man vid konstruktionen av byggnadskostnadsindex skall använda det med kostnaderna förenade systemet för kva- litetsvärden'ng. Vid konstruktionen av bygg- nadsprisindex borde man enligt samma be— traktelsesätt använda ett system som knyter an till priserna. Om det vore möjligt att kon- struera en index för byggnadens använd- ningsvärde, skulle man för denna analogt använda ett värderingssystem som knöt an till byggherrens värderingssystem. Ett sådant betraktelsesätt är emellertid ingalunda det enda rimliga.

Betrakta först byggnadspriserna. Uppen— barligen har dessa såsom prisnivå betraktat ett särskilt intresse, medan de som system för kvalitetsvärdering däremot är analytiskt mindre meningsfulla än både en anknytning till producentens och byggherens värde— ringssystem. Vid beräkning av en byggnads- prisindex kan grunden för kvalitetsvärde- ringen sålunda i princip väljas antingen från produktionssidan eller från användningssi-

dan beroende på syftet med beräkningarna. Även då det gäller en byggnadskostnadsin— dex kan endera av dessa värderingar väljas. Med hänsyn till de frågeställningar för vilka byggnadskostnadsindex efterfrågas, kommer dock en värdering med anknytning till pro— ducentsidan i första rummet.

I indexuttrycken i avsnitt 2.2 har med undantag för uttrycken (2.22) och (2.24) förutsatts att de priser som skall mätas ock- så skall utgöra underlaget för värderingen. Ovan har visats, att det finns anledning att hålla isär begreppen prisnivå som skall mä- tas och det system som skall tillämpas vid kvalitetsvärderingen av de olika komponen- ter (kvantitets- och kvalitetskomponenter) av vilka det berörda byggnads- och anlägg- ningsobjektet är sammansatt. I så fall är det indexkonstruktioner av typen (2.22) och (2.24) som är av relevans. Priset p. står i dessa uttryck såsom symbol för de valda värderingarna, vilka kan men inte behöver sammanfalla med priser eller kostnader i någon bestämd situation 0 eller t. Prisindex- en kan därvid med utgångspunkt i for- mel (2.25) lämpligen skrivas sålunda.

ZPrqr P" Xp q I(p)= Ä-IOO 2.26) ot ZP. : ( Emm,

Innebörden av denna indexkonstruktion är att man först beräknar volymindex (nämnaren i uttrycket ovan) med utgångs- punkt i det valda värderingssystemet. Prisindex definieras sedan som komplemen- tet till nämnda volymindex och erhålls sålun- da genom division av värdeindex med volym- index. Givetvis kan p. trots detta vara tids- auknutet och avse värderingarna vid en viss tidpunkt eller period.

2.3.3.2 I praktiken tillämpbara system för kvalitetsvärdering

System för kvalitetsvärdering kan erhållas på olika sätt. En möjlighet kan vara att göra särskilda kalkyler eller bedömningar för varje kvalitetskomponent. Denna metod sy- nes framkomlig då det gäller att fastställa

ett värderingssystem baserat på kostnader. Det är emellertid också möjligt att skatta värden för olika kvalitetskomponenter ge- nom beräkningar utförda med utgångspunkt i ett observationsmaterial, om man t.ex. för ett urval av byggnader har uppgift om dels de olika kvalitetskomponenternas kvan- titativa förekomst, dels för varje byggnad uppgift om det totala värdet (den totala kostnaden eller det totala priset), dels också en hypotes om hur det totala värdet beror av kvalitetskomponenterna.1 Sådana beräk- ningar kan utföras med hjälp av regressions- analys e. d., en metod som kommer att till- lämpas i det följande.

Byggherrens värderingar är knappast möj- liga att nå vare sig genom direkta kalkyler eller med utgångspunkt i totala avkast- ningsvärden, eftersom uppgift om de senare icke existerar annat än som hypotetiska konstruktioner. I allmänhet har man icke heller tillgång till byggnadskostnadsuppgif- ter (exklusive vinst) för varje observation. I praktiken är man sålunda, då det gäller att med utgångspunkt i ett faktiskt observa- tionsmaterial skatta värderingen av olika kvalitetskomponenter, hänvisad till de fak- tiska marknadspriserna. Frågan är då vad dessa avspeglar.

2.3.3.3 Innebörden av olika värderings- system

Betrakta förhållandena i en viss situation. Av olika skäl kan i denna situation produ- centens och/eller byggherrens värderingar avvika från marknadspriset. I det föregående har i första hand berörts skillnader i nivåer mellan de olika värderingarna. Nu skall dis- kuteras skillnader i förhållandena mellan värderingarna av olika kvalitetskomponen- ter.

Avvikelser mellan marknadspriser och kostnadsförhållanden kan ses som en följd av ofullkomligheter i konkurrensen mellan entreprenörerna antingen av mera perma-

1 Metoder för att beräkna prisindexar på ba- sis av värderingar erhållna på detta sätt hari olika sammanhang prövats för komplicerade produkter som t. ex.. bilar och även för byggna- der (se vidare avsnitt 5.2.2.4).

nent slag eller som följd av att anpassningen till nya förhållanden tar tid. I det fall att en byggnadsentreprenör lyckats uppnå en vinst kan denna vara knuten till en byggnadskon- struktion av visst slag som innefattar en viss eller vissa kvalitetskomponenter. Vinsten kan t. ex. bero på att detta slag av byggnad rönt en stigande efterfrågan som ännu inte blivit tillgodosedd. Den kan också vara en följd av nya av producenten i fråga till— lämpade — produktionsmetoder, som sänker kostnaden särskilt för den eller de kvalitets- komponenter som det här är fråga om, och av att denna kostnadssänkning ännu inte slagit igenom på marknaden. I det förra fallet ligger uppenbarligen byggherrarnas och marknadens värdering av ifrågavarande kvalitetskomponent högre än producentens, vilken senare grundas på kostnaden. Det- samma kan vara förhållandet även i fallet med de nya produktionsmetodema. Det be- höver emellertid här inte vara fråga om kvalitetskomponenter som är av intresse sett från byggherrens synpunkt. Det kan vara fråga om konstruktionsförfaranden nya tekniska förfaranden som icke har någon som helst märkbar konsekvens för vad bygg- herren upplever som kvalitet. De är »kvali- tetskomponenter» endast sett från byggnads- kostnadssynpunkt. Om sådana nya förfa- randen innebär möjligheter att framställa en från byggherrens synpunkt likvärdig byggnad till ett lägre pris än med äldre för- faranden, kommer de småningom att slå ut de äldre metoderna. Detta kan emellertid ta avsevärd tid. Under tiden åtnjuter de produ- center som har tillgång till den nya metoden en vinst jämfört med andra producenter.

Låt oss därefter övergå till att betrakta byggherrens värderingar och de avvikelser som kan förekomma mellan dessa och mark- nadspriserna. Byggherrens värderingar är grundade på de förväntningar han har be- träffande framtida dels intäkter i form av hyror o.d., dels med produktionen av bo- stadstjänster förknippade drifts- och under— hållskostnader.

I en fri hyresmarknad är hyrorna bero- ende av de slutliga konsumenternas värde— ringar av olika kvalitetskomponenter. Det

kan på den grunden förutsättas att byggher- ren vid värdering av för den boende rele- vanta kvalitetskomponenter söker beakta de boendes värderingar såsom han uppfattar dem och förutser dem. Därutöver förutsät- tes han beakta drifts- och underhållskost- nadskomponentema, vilka icke i och för sig är av direkt relevans för den boende vid bedömning av en bostadslägenhets kvalitet.

I det föregående har konstaterats att pro- ducenten i sin kvalitetsvärdering har anled- ning att beakta komponenter som är av be- tydelse för byggnadskostnadema men som icke utgör någon kvalitetskomponent från byggherrens synpunkt. På samma sätt finns det komponenter som är kvalitetskomponen- ter för byggherren men som inte är det för producenten, därför att de inte är förenade med några särskilda kostnader vid byggna— dens uppförande. Det kan här vara fråga både om egenskaper hos byggnaden t. ex. planlösningen och om egenskaper hänför- liga till byggnadens läge och omgivning.

Byggherren kan på det sätt som antytts ovan förutsättas i sina värderingar av kvali- teten inkorporera de boendes värderingar. Uppenbart är emellertid att detta även vid fri hyresmarknad sker med ofullkomlighet, bl. a. därför att det inte är fråga enbart om att bedöma dagens boendevärderingar utan framtidens för den period över vilken ett hus beräknas ge sina tjänster. Uppenbart är också att ofullkomligheterna är större i ett läge med hyresreglering. I en sådan situation kan de boendes värderingar icke avläsas ur de relativa hyresnivåerna. För byggherren är behovet att anpassa utformningen av bo- stadslägenheterna till de boendes preferen- ser dessutom mindre påtagligt i en situation med hyresreglering, där hyresintäkterna - i varje fall övergångsvis — kan vara föga be- roende av förekomsten av vissa kvalitets- komponenter. Det bör vidare i samman- hanget observeras att en övervägande del av bostadsbyggandet sker i regi av allmän- nyttiga bostadsföretag för vilkas verksamhet vinstmaximeringsprincipen icke förutsättes vara den vägledande. Detta innebär en yt- terligare begränsning i praktiken av de teo- retiska övervägandenas giltighet.

Man måste i Sverige vidare räkna med att den statliga bostadslångivningen har en avgörande inverkan på marknadspriserna och relationen mellan å ena sidan dessa och å andra sidan både produktionskostnader och byggherrevärderingar. Bostadslånens storlek beräknas med utgångspunkt i kal- kyler i princip baserade på kostnadsbedöm- ningar av olika kvalitetskomponenter. Här- igenom skapas vissa förutsättningar för en bättre anpassning mellan kostnader och marknadspriser än som eljest skulle uppnås. I de kalkyler som utförs i samband med bo- stadslångivningen beaktas vidare endast så— dana kvalitetskomponenter som samtidigt bedöms vara av värde för de boende direkt eller genom återverkningar via driftskostna- derna. Detta bör bidra till att närma till varandra å ena sidan marknadsprisvärde- ringama och å andra sidan byggherrens och de boendes värderingar.

I den i Sverige aktuella situationen före- faller det rimligt att räkna med att det rå- der någorlunda överensstämmelse mellan kvalitetsvärderingar baserade på byggnads- kostnadema och de värderingar som finns implicerade i marknadspriserna för den fär- diga produkten. Det kan vidare också för- modas att det råder någorlunda överens- stämmelse mellan byggherrens värderingar och marknadsprisvärderingen. Det finns däremot anledning att räkna med att bygg- herrevärderingarna endast ofullkomligt av- speglar de boendes värderingar som de skul- le komma till uttryck på en fri hyresmark- nad.

2.3.1—3.4 Om s.k. förskjutningseffekter

Av det föregående har framgått att det i praktiken icke går att arbeta med skilda värderingssystem, även om detta vore prin- cipiellt önskvärt. En viss åtskillnad kan dock göras mellan en byggherreorienterad och producentorienterad index, nämligen vid ur- valet av de egenskaper som betraktas som kvantitets- eller kvalitetsfaktorer och vilkas förändringar sålunda icke skall tillåtas slå igenom i prisindex utan skall elimineras från denna.

De variabler som det här är fråga om visar sig i praktiken bestå så gott som ute- slutande av data som icke kan eller icke lämpligen kan — mätas kvantitativt utan en- dast genom en uppdelning av materialet på klasser (vilket kan ske genom införande av s. k. klassningsvariablerl). Ett exempel på en variabel av detta slag är markslag (eller grundläggningssätt). Genom förskjutningar i byggandets fördelning på olika markslag kommer grundläggningssättet att behöva ändras och kostnaderna per hus (av i övrigt lika utförande) att ändras. En förskjutning från ett år till ett annat t. ex. till mark av från byggnadssynpunkt genomsnittligt lägre kvalitet medför genomsnittligt ökade kost- nader. Sådana förändringar i kostnaderna skall i det följande kallas förskjutningseffek- ter. Då de ur byggherrens synpunkt icke åt- följs av någon ändrad kvalitet hos huset bör i detta fall förskjutningseffekten slå ut som en prisstegring i en byggherreorienterad in- dex. För producenten är det däremot icke rimligt att betrakta denna kostnadsstegring som en prishöjning, eftersom den varit en följd av yttre omständigheter (»sämre» mark), som han icke kunnat påverka, och eftersom det varit förenat med ökade arbets— insatser att uppföra husen på »sämre» mark. I en producentorienterad index bör förskjut- ningseffekten i detta fall således icke slå igenom utan den bör elimineras (ett uttryck som skall användas i det följande). Det som från byggherrens synpunkt är två likvärdiga produkter är från producentens synpunkt två skilda produkter, den ena med ett mera om- fattande grundläggningsarbete än den andra.

Exempel på andra variabler som bör bli föremål för en analys av detta slag är vari- abler som anger byggandets fördelning på geografiska områden, exploaterings—lsane- ringsområde, projektstorlek, byggherrekate- gorier, entreprenadform, upphandlingsform, prisbestämningssätt, hustyper och byggnads- metoder.

2.3.4 Numerisk illustration I det följande skall med anknytning till ett

1 Se förklaring i avsnitt. 53.32.

Tabell 2.2. Räkneexempel: Åtgång och priser för produktionsfaktorer.

Produktionsfaktor Pris/enhet Hus 1 Hus 2 Hus 3 och 4 Hus 5

Kvanti- Kost- Kvanti- Kost— Kvanti- Kost- Kvanti- Kost- tetsåt— nad tetsåt— nad tetsåt- nad tetsåt- nad gång1 (2 x 3)2 gång (2 x 5) gång (2 x 7) gång (2 x 9) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Situation 0 Betong 80 kr/ma 4 812 385 5 700 456 5 500 440 9 375 750 Trä 4 000 kr/mS 105 420 133 532 120 480 125 500 Järn 1 000 kr/ton 280 280 228 228 360 360 400 400 Realkapitalinsatser 90 kr/tim 3 500 315 4 333 390 4 000 360 5 660 509 Arbetskraft 20 kr/tim 81 200 1 624 87 760 1 755 94 400 1 888 113 000 2 260 Summa 3 024 3 361 3 528 4 419 Situation ] Betong 81 kr/ma 4 812 390 5 700 462 5 500 446 9 375 759 Trä 4 400 kr/m= 105 462 133 585 120 528 125 550 Järn 1 200 kr/ton 280 336 228 274 360 432 400 480 Realkapitalinsatser 95 kr/tim 3 700 352 4 500 428 4 050 385 5 750 546 Arbetskraft 25 kr/tim 75 000 1 875 81 000 2 025 88 000 2 200 104 000 2 600 Summa 3 415 3 774 3 991 4 935

1 Kvantitetsåtgången är angiven i antal enheter (ex.vis ton, rn”). 2 Kostnaderna är angivna i ] OOO-tal kronor.

numeriskt exempel illustreras innebörden av i det föregående berörda huvudkategori- er av byggnadsindextal liksom också den inbördes relationen dem emellan.

Exemplet skall begränsas till att omfatta fem olika grupper av hus, där husen inom varje grupp är helt lika med avseende på alla egenskaper. Det skall vidare förut— sättas att husen i grupperna 1 och 2 är helt lika i alla avseenden som är av relevans för byggherren (och den boende) men olika till sin tekniska konstruktion. Husen i grup- perna 3 och 4 skall förutsättas vara helt lika till sin tekniska konstruktion men olika med avseende på vissa förhållanden som är av relevans för byggherren (t. ex. med avseende på läget). I övrigt förutsättes husen i de olika grupperna skilja sig från varandra både med avseende på konstruk- tion och med avseende på från byggherrens synpunkt relevanta egenskaper.

Beräkningar av olika prisindex skall ge- nomföras för en situation 1 med utgångs- punkt i en jämförelsesituation 0. Det skall för enkelhets skull antas att för uppförande av byggnaderna endast erfordras betong, trä och järn samt utnyttjande av realkapital och arbetskraft i den omfattning som framgår av

tabell 2.2 samt att det inte är något problem med definition och mätning av kvantiteterna på inputsidan. Det har vidare också för enkelhets skull —- antagits att för ett och samma hus åtgången av råvaror är densam- ma i båda situationerna, medan däremot realkapitalinsatserna ökat och arbetskrafts- insatserna minskat från situation 0 till situa- tion 1. Av tabellen framgår också för båda perioderna enhetsprisema för de olika sla- gen av input.

I tabell 2.3 anges dels hur många hus av vartdera slaget som uppfördes de båda pe- rioderna, dels de för perioderna aktuella värderingssystemen, byggnadskostnader, byggnadspriser och byggherrevärdering. Byggnadskostnaderna har erhållits genom beräkningar från materialet i tabell 2.2 Byggherrevärderingarna är hypotetiska i den meningen att de inte kan direkt observeras i verkligheten.

Med utgångspunkt i uppgifterna i tabell 2.2 och 2.3 kan i första hand de olika slag av värde—, pris- och volymindexar beräknas som återges i tabell 2.4.

I fortsättningen av detta avsnitt begrän- sas framställningen för enkelhets skull till beräkningar med utgångspunkt i prisindex

Tabell 2.3. Räkneexempel: Utförd byggnadsverksamhet samt kostnader, priser och byggherre- värden per hus.

Hus nr Antal hus Byggnads- Vinst Byggnads- »Byggherre— Byggherre- kostnad per pris övervärde» värde per husl hus per hus per hus per hus

(S)—(3) (v)—(5)

] 2 3 4 5 6 7

Situation O 1 25 3 024 510 3 534 200 3 734 2 30 3 361 36 3 397 337 3 734 3 50 3 528 328 3 856 85 3 941 4 40 3 528 5 3 533 5 3 538 5 15 4419 175 4594 111 4705

Summa 160

Situation ] 1 50 3 415 260 3 675 245 3 920 2 15 3 774 77 3 851 69 3 920 3 70 3 991 100 4 091 89 4180 4 25 3 991 69 4 060 80 4 140 5 22 4 935 127 5 062 100 5 162

Summa 182

1 Alla priser och kostnader i 1 OOO-tal kronor.

P (eller P..) och volymindex av typ L.

Outputprisindexama i tabell 2.4 avser ut- vecklingen från situation 0 till situation 1 av var och en av de tre värderingsnivåerna för kvalitetsvärdering: byggnadskostnader- na, byggnadspriserna och byggherrevärde- ringarna. Outputvolymindexarna visar vo- lymutvecklingen enligt var och en av dessa värderingar. Exemplet är så konstruerat att man får något olika pris- och volymutveck- ling i de tre alternativen.

Såsom framhållits i det föregående före— ligger det ett särskilt intresse att mäta bygg- nadspriserna eftersom de utgör de faktiska marknadspriserna, medan byggnadskostna- derna och byggherrevärderingarna är mera meningsfulla som värderingssystem än bygg- nadspriserna är. Detta leder till konstruk- tionen av följande två P..-indexar, mot- svarande uttryck (2.26) i det föregående.

Byggnadsprisindex vid

byggnadskost- 124,85 _ 00 = 1 3 nadsvärdering 113,19 1 10! 0 (2-27) byggherre- 124,85 . 1 = 7 2

värdering 115,63 00 10 »97 ( 28)

Båda dessa indextal avviker något från

den byggnadsprisindex av P-typ (107,83) som återfinns i tabell 2.4, vilken är kon- struerad med byggnadspriserna själva såsom värderingssystem.

Ur de olika volyrnindexama av L-typ kan följande produktivitetsindexar, vilka alla tre förefaller meningsfulla, beräknas.

Produktivitetsindex vid

byggnadSk9St' 11319 100=1o4, 37 (2.29) nadsvärdermg 108, 45

byggnadspris- 115 79 _10 —106 7 värdering 108,45 0 7 (230) byggherre- & _ värdering 108,45 100 106 62 (231)

Indexen enligt uttrycket (2.29) kan också erhållas utan kännedom om förändringen i kostnadernas totalvärden, nämligen som en kvot mellan faktorprisindex och byggnads- kostnadsindex.

117,70

_— -100=104,37

112, 77 (2.32)

Motsvarande möjlighet att beräkna pro— duktiviteten direkt genom division av två

Tabell 2.4. Räkneexempel: Värde-, pris- och volymindextal vid olika kvalitetsvärderingsnivåer.

Inputindex Outputindex Faktorpriser Byggnads- Byggnadspriser Byggherrevärden kostnader

Värdeindex 127,64 127,64 124,85 124,40 Prisindex

P-index 117,70 112,77 107,83 107,59 L-index 117,26 112,75 109,60 108,64 Volymindex

L-index 108,45 113,19 115,79 115,63 P-index 108,85 113,21 113,92 114,51 prisindextal föreligger ej då det gäller de fak- effekt sänk- andra värderingarna, eftersom deras nivå ej tor- av ta sammanfaller med den nivå som faktorpris— pris- DIO' ViHSt' index utgår från. hPJ' d_Ulf' mar-

Anledningen till att de tre produktivitets- ”mg tm" ]gma- måtten blir olika är givetvis att utgångs- äg?- er punkterna för kvalitetsvärderingen är olika. nirig- Att produktiviteten enligt den andra beräk- en nin en 2.30 blir större än enli t den första (2 239) b(eror)på att produktionegn förskjutits 117 70 108'45 107'83 ' 113,19 112,77 _ (234) till hus som ger producenten en förhållan- devis stor vinst, dvs. som är relativt sett mera värda räknat i byggnadspriser än i byggnadskostnader. Att den är något mind- re i den tredje beräkningen (2.31) än i den andra beror på att produktionen i genom- snitt förskjutits något mot sådana hus där byggherrevärderingen ligger förhållandevis lågt jämfört med byggnadspriserna.

Man kan också analysera prisutveckling- en. Anta att frågan är till vilken grad ök- ningen av inputprisema slår igenom i out- putprisema, och i vilken utsträckning för- ändringarna fångas upp genom produktivi- tets- och vinstförändringar. Med utgångspunkt i faktorprisindex och byggnadsprisindex enligt marknadsprisvarianten finner vi en prisgenomslagsfaktor av storleken

107,83

—- 100 = 91,61 procent.

117,70 (233)

Att prisgenomslagsfaktom är mindre än 100 procent sammanhänger dels med att produktiviteten stigit, dels med att vinsten sjunkit. Man kan sålunda ställa upp följan- de led som förklarar prisförändringen från input till output.

= 117,70 -95,81 - 95,62 -100—2 = 107,83

I praktiken saknar man helt uppgift om byggherrens värderingssystem och till stor del även om producentens. Vid genomfö- rande av beräkningar på grundval av mark- nadspriserna kan man emellertid i viss be- gränsad utsträckning ta hänsyn till förelig- gande olikheter i värderingarna. Med an- vändande av uppgifterna i exemplet ovan kan detta ske på så sätt att man, för att erhålla en approximation till en producent- orienterad byggnadsprisberäkning, visser— ligen utgår helt från byggnadspriserna men icke håller isär hustypema 3 och 4, efter- som dessa är helt lika till sin tekniska kon- struktion. Vid den byggherreorienterade be— räkningen håller man på motsvarande sätt icke isär hustypema 1 och 2, eftersom dessa är lika från byggherrens synpunkt. I så fall erhålls följande resultat.

By ggnadsprisindex approximativt producentorienterad 112,57 (2'35) SOU 1971 : 79

approximativt byggherreorienterad (2. 36) 108,27

Det kan konstateras att dessa beräkning- ar vardera avviker från de beräkningar, en- ligt uttrycken (2.27) resp. (2.28), av ren marknadspriskaraktär där alla fem husty- perna hålls isär och som de är avsedda att approximera.

2.4 Mätpunkter, enheter och sektorsav- gränsningar 2.4.1 Totalindexberäkningar

2.4.1.1 Byggherrens arbeten i egen regi

Låt oss först se på mätpunkten för en bygg- nadsprisindex. Med de antaganden som hittills gjorts, synes denna klar. Den skall knyta an till det pris som byggherren fak- tiskt betalar. Emellertid föreligger i prak— tiken det problemet, att byggherren ofta — och i från fall till fall varierande grad i egen regi utför vissa med byggnadens upp- förande sammanhängande arbeten. En yt- terlighet är givetvis att byggherren helt ut- för arbetet i egen regi. Även då arbetet i huvudsak utförs av särskilt anlitade entre- prenörer, svarar byggherren regelbundet för vissa arbeten främst i samband med byggets projektering, men i vissa fall även för and- ra slag av arbeten. Om man vill beräkna indextal över outputpriser, produktionsvo- lym m. m. avseende sektorn omfattande egentliga byggnadsentreprenörer - beståen- de endast av företag som yrkesmässigt be- driver byggnadsproduktion borde man mäta priser, kvantiteter och värden med anknytning till de produkter som framställs inom denna sektor. Däri skulle då icke kom- ma att ingå alla med uppförandet av en byggnad förenade arbeten. För andra analy- tiska ändamål däremot kan den relevanta utgångspunkten för beräkningarna vara he- la byggnaden, oberoende av vem som sva- rar för arbetena. Båda slagen av avgräns- ningar kan vara aktuella såväl för byggnads- prisindex som byggnadskostnadsindex.

Det kan mot denna bakgrund övervägas att göra ytterligare den distinktionen att vis- sa index skulle hänföra sig enbart till de ar-

beten som utförs inom den egentliga en- treprenadsektorn, medan andra indexar skul- le avse alla arbeten, även dem som utförs av byggherren själv. Det förefaller dock tvek- samt om det är analytiskt givande att göra denna distinktion, vilken dessutom i vissa fall kan vara svår att praktiskt genomföra. Den lösning som ligger närmast till hands och som kommittén har valt vid avgräns- ning både av byggnadsprisindex och bygg- nadskostnadsindex, är att genomgående ar- beta med de totala kostnaderna för byggna- den oberoende av vem som svarat för olika delar av arbetet. Man skulle i så fall icke komma att utskilja en egentlig entreprenad- sektor. Man kan i stället uppfatta det så att beräkningen hänför sig till en byggnads- och anläggningssektor i vilken man inkluderat de funktioner som byggherren själv svarar för.

24.12. Husbyggnad, grund och mark

Även vissa andra frågor rörande avgräns- ningen av den produkt som mätningen skall avse behöver diskuteras och lösas. Den ana- lys av konsumentbehoven som kommittén genomfört, och som redovisas närmare i kapitel 4, har givit vid handen, att då det gäller byggnadspris— och byggnadskostnads- index den relevanta produkten i flertalet fall är hela byggnaden inklusive arbeten för grundläggning och grovplanering samt ar— beten för finplanering, bilplatser m.m. men exlusive marken som sådan jämte på denna utförda exploateringsarbeten. I ett fall, näm- ligen då det gäller paritetstalet, skall även mark och exploateringsarbeten inkluderas. För vissa ändamål efterfrågas vidare en separat index för byggnaden upplyft ur mar- ken, dvs. byggnaden exklusive de arbeten som hänför sig till grunden, dvs. grundlägg- ningen och grovplaneringen. Dessa tre al- temativa produktdefinitioner för vilka alla vissa beräkningar efterfrågas och föreslås ut- förda (se kapitel 6) skall i det följande för korthets skull kallas husbyggnad, grund och mark; husbyggnad och grund samt husbygg- nad (= byggnaden upplyft ur marken).

Figur 2.2 Nivåer för mätning av faktorprisindex. Exempel

Jord (byggnads- mark) tegel, järn etc.)

Råvaror (cement,

Arbetskraft (byggnads- arbetare etc.)

Realkapital (byggnadsma- skiner etc.)

i

lll ”till

? Hit

'

||| VVb

Schakt- ning (en- treprenör)

(entre- VVS El prenör)

Målning (entre- prenör)

(entre- prenör)

| i (under-

!

l entre— i renö- v +

Byggnadsarbeten (huvudentreprenör, egen regi)

Projektering och administration (byggherren, konsulter)

Byggnads— och anläggningssektorn

2.4.1.3 Avgränsning av byggnads- och an- läggningsindustrin

Betrakta därefter faktorprisindex. I figur 2.1 har förutsatts att priserna mäts då in- puten passerar in i byggnads- och anlägg- ningssektorn. Flera frågor anmäler sig här. Dels måste dras en skiljelinje mellan vad som är att hänföra till byggnads- och anläggningsverksamhet och vad som är att hänföra till byggnadsämnesindustri respek- tive tillverkning av byggnadsmaskiner. Dels uppstår frågan om man har behov av att dela upp byggnads- och anläggningssektorn i delsektorer (t. ex. en sektor omfattande schaktningsarbeten, en för VVS-arbeten, en för elarbeten etc.) och hur man i så fall skall lägga mätpunkterna.

Vad gäller den första frågan skall utan särskild diskussion förutsättas, att gränsdrag- ningen mellan byggnads— och anläggnings- verksamhet och de övriga sektorerna sker efter de normer som finns utarbetade här- för i standarden svensk näringsgrensindel- ning (SNI) och där bakom liggande inter- nationella nomenklatur (ISIC). Med hän- syn till den speciella betydelse detta har

skall dock särskilt framhållas, att framställ— ning i fabrik (ej vid byggnadsplatsen) av prefabricerade byggnadselement räknas till byggnadsämnesindustrin, även om denna fabrik såsom ibland är fallet -— ägs av den byggnadsentreprenör som svarar för byggnadens uppförande. Framställning av halvfabrikat vid byggnadsplatsen (t. ex. ce— mentblandning) räknas däremot såsom ingå- ende i byggnads- och anläggningssektom. I praktiken kan vissa avsteg från dessa prin- ciper förekomma beroende på svårighe- ter att vid den statistiska redovisningen föl- ja dem till alla delar.

Den andra frågan, om uppdelning av byggnads— och anläggningssektorn i delsek- torer, tarvar en mera ingående behandling. Betrakta t. ex. ett fall, där en huvudentre- prenör svarar för uppförande av stomme och för inredning, medan han för schaktning, för VVS och el samt för målning enga- gerar särskilda underentreprenörer. Situa- tionen åskådliggörs genom figur 2.2.

Om man på sedvanligt sätt och i över- ensstämmelse med standarden för svensk näringsgrensindelning -— räknar schaktning, el, VVS och målning såsom tillhörande

byggnads— och anläggningssektorn, skulle en- ligt de principer som utvecklats i det före- gående mätning av faktorprisindex ske vid nivå 1 i figur 2.2. Sett med utgångspunkt i den exemplifierade entreprenörssitua- tionen kan man emellertid på ett menings- fullt sätt också definiera en prisindex med anknytning till nivå 2 i figur 2.2, vilken sett från huvudentreprenörens utgångspunkt också är att betrakta som en faktorprisin- dex.

Byggnads— och anläggningsarbetets orga- nisation varierar från projekt till projekt och från entreprenör till entreprenör. Vissa entreprenörer som fungerar som huvuden- treprenörer svarar också själva för ett eller flera av de arbeten som i exemplet ovan förutsättes utförda av underentreprenörer. Det synes knappast föreligga något generellt behov av att definiera en faktorprisindex motsvarande nivå 2 i figur 2.2 eller va- rianter av denna. Termen faktorprisindex skall därför förbehållas den index som hän— för sig till nivå 1 i diagrammet. Detta hind- rar inte att det kan finnas intresse för att för studier avseende delsektorer för t. ex. VVS, el osv. definiera och mäta både output- priser på de produkter som framställs i des- sa delsektorer och inputpriser.

2.4.1.4 Skillnaden mellan byggnadspriser och byggnadskostnader

Mot bakgrunden av de i det föregående redovisade diagrammen skall här också dis- kuteras frågan om innebörden av en bygg- nadskostnadsindex till skillnad från en bygg- nadsprisindex. Den definitionsmässiga skill- naden mellan de prisnivåer som mäts genom byggnadsprisindex respektive byggnadkost— nadsindex utgör vinsten (varvid förlust be- traktas som negativ vinst). Vilken vinst skall då avses?

Vinst kan förekomma hos byggnadsäm- nesindustrin, hos industrin för framställning av byggnadsmaskiner, hos eventuella under- entreprenörer och hos huvudentreprenören. Även byggherren kan i vissa fall kalkylera med en vinst på arbeten utförda i egen regi. Då vinst uppkommer hos t. ex. en entrepre-

nör kan det i vissa fall vara möjligt att delvis lokalisera den till det ena eller det andra ledet i produktionen. Liksom då det gällde definitionen av en faktorprisindex finns det här inget begrepp som är prin- cipellt riktigt eller fel. Utgår man från att man vid analysen arbetar med en första sektorsuppdelning av det slag som illustreras av figur 2.1, ligger det närmast till hands att — i konsistens med definitionen av fak- torprisindex — i detta fall också definiera byggnadskostnadsindex på så sätt att den vinst som skall exkluderas (jämfört med byggnadsprisindex) är hela den vinst som genereras inom byggnads- och anläggnings- industrin, oberoende av entreprenadform och organisation och oberoende av om den uppkommer hos underentreprenörer, hu- vudentreprenörer eller eventuellt hos bygg- herren eller i vilket led i processen den ge- nereras. Byggnadskostnadsindex skall här i första hand definieras med anknytning till detta totala vinstbegrepp.

2.4.2. Delindexberäkningar

I det föregående har i huvudsak förutsatts att det är fråga om att konstruera bygg- nadspris-, byggnadskostnads— eller faktor- prisindexar för hela byggnads- och anlägg- ningsindustrin. Uppenbart är emellertid, att man har behov av att utarbeta särskilda in- dexar med anknytning till olika delar av denna sektor. En sådan uppdelning kan ske efter olika kriterier. Olika aktiviteter kan sålunda avgränsas med hänsyn till deras relation till slutprodukter eller till delpro- dukter, och avgränsningen kan därvid ske med utgångspunkt i företaget som enhet eller produkten som enhet.

Ett slag av uppdelning är t. ex. efter ak- tiviteter av typ schaktning, stombyggnad, VVS, el, målning etc., dvs. med anknytning till vad som brukar kallas byggnadsdelar. I det fall denna indelning görs med entre- prenadföretaget som enhet vållar den i prin- cip inga svårigheter.1 Vad som är sagt om

1 Här liksom tidigare bortses från det pro- blem som vållas av branschblandning mellan byggnads- och anläggningsindustrin och icke byggnads— och anläggningsindustri.

Figur 2.3 Mätpunkter för byggnadsindex vid funktionell indelning av byggnadsverksamheten

Råvaror

Input-

Arbetskraft faktorer Realkapital

| | 1 v

Del- produkter

VVS- instal- lation

Stom- kom- plette— ring

Byggnads- delar

Hela byggnaden

Total- produkten

index med anknytning till branschen som helhet kan tillämpas för dessa delbranscher. Det förutsätter dock definition och mätning av de produkter som de olika delbranscher- na inriktar sig på, och vilka icke alla är slutprodukter. Det förutsätter vidare sta- tistik över produktsammansättning och in- putsammansättning för de så avgränsade delbranschema.

En annan möjlighet är att uppdelning ef— ter ovan angivna aktiviteter (branscher) sker efter funktionella kriterier, dvs. med pro- dukten som enhet. Detta motsvarar en sek- torsindelning av det slag som åskådliggörs i figur 2.3 (avsnittet mellan nivå 2 och nivå 3). I detta fall sammanförs t. ex. all elinstallation till en sektor, oberoende av om arbetet utförs av ett renodlat elinstalla- tionsföretag eller t. ex. av en byggnadsentre-

prenör som svarar även för andra arbetsmo— ment.

Vid uppdelningar av detta senare slag kompliceras problemet genom att det blir erforderligt att för de integrerade företagen arbeta med kalkylerade på marknaden icke utbjudna priser på deletapper. Frå- gan om vinstens fördelning på etapper kan också ofta vara utan mening, vilket suddar ut distinktionen mellan byggnadskostnads- och byggnadsprisindex för deletapper.

Utskiljande av VVS, el etc. utgör endast exempel på särskiljande av olika byggnads- delar i en byggnad. Denna uppdelning kan drivas längre och utan anknytning till upp- delningar vanliga i entreprenadsorganisatio- nen. Detta kan åskådliggöras genom den inte närmare specificerade indelningen i del- produkter ovanför nivå 2 i figur 2.3.

I princip synes det möjligt att på alla de olika nivåerna som återges i figur 2.3 göra produktdefinitioner och mätningar av kvantiteter och priser. Nivå 1 motsvarar en renodlad faktorprisindex och nivå 4 totala byggnadskostnads- eller byggnadsprisindex. Nivå 2 och nivå 3 innebär mätningar för olika avsnitt av byggnadsprocessen. De pri- ser som där bildas har å ena sidan ka- raktär av outputpriser från en viss process, å andra sidan karaktär av inputpriser för vi- dareförädling i nästa process. Såsom input- priser ingår de såsom en ingrediens i en faktorprisindex på den ifrågavarande nivån.

En annan typ av uppdelning av produk- tionen för vilken indextal efterfrågas är uppdelningar grundade på slutproduktens karaktär. Ett exempel på en sådan indel- ning är uppdelningen nybyggnad, ombygg- nad och underhållsarbete. En annan indel- ning som efterfrågas är efter funktionen hos det byggnads— och anläggningsobjekt som produceras eller underhålls, t. ex. bostads- hus, industribyggnad, sjukhus, väg osv. Syf- tet med föreliggande betänkande är att kon- struera indexar med anknytning till nybygg- nad av bostadshus. Inom den ramen aktua- liseras en mängd indelningar efter slutpro- duktens karaktär, såsom t. ex. i flerfamiljs— hus, småhus, efter geografiskt område, ef- ter hustyp, efter byggherrekategori m.m. I princip är sådana indelningar entydigt ge- nomförbara (om indelningsgrunden är enty- dig) då det gäller konstruktion av bygg- nadsprisindex med utgångspunkt i individuel- la data om var och en av produkterna.

Indelningar av det slag som exempli- fierats i föregående stycke kan naturligtvis i princip användas såsom underlag för en sektorsindelning med det producerande före- taget som enhet. En sådan indelning blir dock av föga intresse, eftersom en mycket stor del av byggnads— och anläggningsföreta- gen är verksamma inom flera av dessa sek- torer. Indelningar efter dessa kriterier är i praktiken meningsfulla endast om de görs funktionellt med produkten som enhet. Åter- igen uppstår här det problemet, att det del- vis icke är principiellt möjligt att fördela vinsten mellan funktionellt avgränsade sek-

torer, med den oklarhet detta medför för be- räkning av byggnadskostnadsindex. Svårig- heter kan givetvis också föreligga att för fö— retag med blandad produktion i praktiken identifiera de aktiviteter i tidigare produk- tionsled som hänför sig till en viss grupp av projekt.

Nuvarande prisindexberäkningar på bostads-

området och kritiken mot dessa

3.1. Nuvarande och vissa tidigare beräkningar

3.1.1. Inledning

De prisindexar för nybyggnad av bostä- der som för närvarande beräknas är sta- tistiska centralbyråns byggnadskostnadsin- dex, bostadsstyrelsens värderingskoefficient och ortskoefficienter samt entreprenadin— dex H-63. Bostadsstyrelsens ortskoefficien— ter är av typen nivåindex, medan de öv- riga är tidsindexar. För nämnda indexbe- räkningar redogöres i de följande avsnitten av detta kapitel.

Sedan 1968 beräknar statistiska central- byrån vidare en gång per år paritetstal, vil- ka används för reglering av amorteringen av s. k. paritetslån (se avsnitt 4.2.4). Dessa beräkningar sker enligt provisoriska meto— der för vilka grunderna utarbetats av bygg- nadsindexkommittén. För indexberäkning- arna till paritetstalen redogöres i bilaga 9.

På grundval av de för beräkning av bygg- nadskostnadsindex insamlade prisuppgifter- na beräknar statistiska centralbyrån även årligen en index för underhållskostnader av- seende bostadshus. Denna index har basåret 1964 och en särskild budget, som upp- gjordes av bostadsstyrelsen och avser be- ståndet av dåvarande bostäder. Underhålls- indexen är i första hand avsedd för statens hyresråds räkning och publiceras ej.

Tidigare beräknades även vissa andra pris- indexar för bostadshus. De viktigaste av

dessa var Svenska handelsbankens bygg— nadskostnadsindex, Svenska Skadeförsäk- ringsföreningens (tidigare Svenska tarifför- eningen och numera Svenska försäkringsbo- lags riksförbund) byggnadskostnadsindex, jordbrukets byggnadskostnadsindex för bo- städer samt byggnadsstyrelsens index för ett bostadshus av trä.

Samtliga nämnda indexar1 var eller är trots att de i allmänhet kallas »byggnads- kostnadsindex» av typen faktorprisindex och således inte byggnadskostnadsindexar i den mening som i övrigt i detta betänkan- de avses med denna term (se avsnitt 2.3.2).

Svenska handelsbanken upphörde med be— räkningarna av sin index i och med 1959. Skadeförsäkringsföreningen beräknade två olika indexar, som båda avsåg ett trevå- ningshus i sten med källare och källarbjälk- lag av betong, väggar av tegel och yttertak av tegel på trätaklag. Den ena indexen be- räknades på hus med mellanbottnar av trä en produkt som numera helt saknas i ny- produktionen. Även den andra hustypens utförande torde numera vara tämligen för- åldrat, då lättbetong i stor utsträckning er— satt tegel som ytterväggsmaterial. De två se- rierna konstruerades 1952. Från 1966 har de upphört som självständiga indexkonstruk- tioner och framskrivs med ledning av cen- tralbyråns byggnadskostnadsindex.

Jordbrukets byggnadskostnadsindex för

1 Utom indexen för paritetstalen och i viss mån värderingskoeflicienten.

bostäder beräknades av statens lantbruks- byggnadsförsök i Lund (numera institutio- nen för lantbrukets byggnadsteknik vid lantbrukshögskolan i Lund). Denna serie är nedlagd fr.o.m. 1965, och man hänvisar numera till centralbyråns byggnadskostnads- index vad gäller bostäder. Jordbrukets bygg- nadskostnadsindex för ekonomibyggnader beräknas fr.o.m. den 1 juli 1970 av sta- tistiska centralbyrån.

Även byggnadsstyrelsens bostadsindex har nedlagts i samband med att styrelsen 1967 presenterade ett antal nya indexserier för andra kategorier av byggnader med 1963 som basår.

3 . 1 .2 Statistiska centralbyråns byggnadskostnadsindex

Statistiska centralbyråns byggnadskostnads- index konstruerades ursprungligen och be- räknades tidigare av bostadsstyrelsen. Den nu beräknade indexen föregicks av en in- dex med 1939 som basår. Priserna i denna tidigare beräknade index sammanvägdes med ledning av kostnadssammansättningen för ett trevåningshus, uppfört 1939 i Ham- marbyhöjden i Stockholm. Datainsamling- en utfördes av den dåvarande statens bygg— nadslånebyrå (sedermera ombildad till bo- stadsstyrelsen). Serien i fråga publicerades till en början av socialstyrelsen för att se- nare övertas av bostadsstyrelsen. »Indexhu- sets» materialsammansättning och tillverk- ningssätt ansågs snart föråldrat. Indexserien upphörde år 1962.

I början av 1950-talet började bostadssty- relsen utarbeta och i slutet av decenniet även publicera en index över ett hypote- tiskt hus. Denna index, med 1.1.1950 som bastidpunkt, utarbetas fr.o.m. år 1966 av statistiska centralbyrån.

Centralbyråns byggnadskostnadsindex är en faktorprisindex med fast budget. Den beräknas för varannan månad och före- kommer numera i tre serier, nämligen för

i. flerfamiljshus av sten, 1.1.1950 =100 ii. småhus av lättbetong, 1.1.1952=100 iii. småhus av trä, 1.1.1952 : 100

Indexseriema avser att för berörda hus täcka samtliga produktionsfaktorers kostna- der. Mervärdeskatt ingår ej. Budgeten för flerfamiljshusserien hänför sig till ett ge- nomsnitt av byggnadskostnader för ca tio flerfamiljshus byggda huvudsakligen under 1945—1946, men har justerats med avseen- de på konstruktion och kostnadsfördelning för att motsvara förhållandena 1952. De två serierna för småhus bygger på mass- beräkningar och installationsritningar för ett visst typhus. Främst i samband med tillkomsten av en ny entreprenadindex H-63 har materialposten i de olika bygg- nadskostnadsindexarna moderniserats.

För beräkningen av index insamlas pris- uppgifter för drygt 200 varor och kvalite- ter — vanligen 2 51 3 noteringar per vara. Prisuppgifterna avser huvudsakligen mate- rial levererat fritt byggnadsplats till en me- delstor byggmästare i Stockholm.

Prisuppgifterna insamlas per post från leverantörer och kontrolleras med vissa branschorganisationer. Förändring av löner- na beräknas med utgångspunkt i resul— tatet av avtalsförhandlingarna m. m. och inkluderar ej löneglidningen. En närmare redogörelse för indexens konstruktion åter- finnes i bilaga 2.

3. 1 .3 Bostadsstyrelsens värderingskoefficient

Inom bostadsstyrelsen gjorde man redan på 1940-talet den erfarenheten, att socialsty- relsens dåvarande serie överskattade den faktiska kostnadsutvecklingen. Man betrak- tade detta som utslag av kostnadernas bris- tande periodisering och underskattning av produktivitetsutvecklingen. Man konstruera- de därför inom bostadsstyrelsen en »värde- ringsindex» som bättre än byggnadskost- nadsindexen skulle lämpa sig för använd- ning i samband med bostadsstyrelsens värde- ringsmetoder.

Ända in på 1960—talet betraktades vär- deringsindexen som myndigheternas interna material och publicerades inte. Korrigering- en av värderingsindexen för produktivitets- förbättringar bedömdes på grundval av ti- digare erfarenheter och i viss mån med

ledning av byggherrarnas reaktioner. Ned- justeringen i förhållande till statistiska cen- tralbyråns byggnadskostnadsindex varierade år från år och låg i genomsnitt på något mer än 1,5 % per år.

Under perioden 1953—1965 steg statistis- ka centralbyråns byggnadskostnadsindex med 50%. Värderingsindexen steg under samma period enbart med ca 26 %.

Sedan januari 1963 har värderingsin- dexen ersatts i de långivande organens ar— bete av s.k. värderingskoefficienter som fastställs för varje månad av bostadsstyrel- sen. Vid beräkningen av dessa utgår man från centralbyråns byggnadskostnadsindex, varefter avdrag görs för effekten av en an- tagen rationalisering. Avdraget har under tiden 1963—1969 varit av schablonkaraktär 0,1 % per månad, vilket ungefär motsvarar det avdrag som i genomsnitt tillämpades vid framräkning av bostadsstyrelsens tidigare använda värderingsindex. Fr. o. m. 1970 har schablonavdraget varierat mellan 0,0 och 0,2 % per månad. Vid beräkning av värde- ringskoefficienten tar man härutöver även hänsyn till mervärdeskatten. Värderings— koefficienten har numera endast en be- gränsad användning.

3.1.4. Bostadsstyrelsens ortskoefficienter

Vid den i samband med bostadslångivning- en aktuella beräkningen av låneunderlag och pantvärde (se avsnitt 4.2.2.1) används ett system av ortskoefficienter för att anpassa beräkningarna till regionala olikheter i bygg- nadskostnadema. I det för närvarande till— lämpade systemet har ortskoefficienten satts till 1,00 för medelnivån för byggnadskost- nadema i det område som består av Söder- manlands, Östergötlands, Skaraborgs, Öre- bro och Västmanlands län. Ortskoefficien— tema fastställs länsvis och i vissa fall kom- munvis (kommunblocksvis) av bostadsstyrel- sen. De t.o.m. 1969 gällande ortskoeffici- enterna fastställdes i huvudsak 1964. Koef- ficienterna kan emellertid justeras om rela- tionen till medelnivån påtagligt förskjutits för något område. Detta har dock sedan 1964 t. o. rn. 1969 skett endast i begränsad

I januari 1970 företogs en mera genom- gripande revidering av ortskoefficienterna. Denna grundades på en utredning inom bostadsstyrelsen. Man beräknade därvid ortskoefficienter dels på grundval av pro- duktionsfaktoremas kostnadsvariationer mel- lan olika län enligt en intervjuundersökning utförd under första halvåret 1969, dels läns— vis med ledning av kostnadsuppgifter läm— nade vid preliminär och slutlig ansökan om statligt bostadslån avseende 1967 och 1968 års låneärenden. En liknande undersökning utfördes under 1969 även av byggforsk- ningsinstitutet på grundval av 1968 års låne— ärenden. Vid 1970 års revidering av vissa ortskoefficienter synes bostadsstyrelsen ha fäst större avseende vid den beräkning som utförts på grundval av de i ]åneansökning- arna uppgivna kostnadsuppgifterna än den beräkning som baserats på intervjuundersök- ningens kostnadsuppgifter för olika produk- tionsfaktorer.

3.1.5. Entreprenadindex

Byggnadsindex för reglering av kontrakt i samband med husbyggnadsentreprenader har förekommit sedan början av 1950-talet, då den s. k. Korea-boomen föranledde infö- rande av rörligt pris för entreprenader ge- nom indexreglering av avtalat pris. År 1951 förordnade Kungl. Maj:t att avtal om upp- handling för statens behov fick slutas till rörligt pris genom indexreglering med hjälp av officiell index eller särskild index som beräknats av representativ myndighet eller institution. En entreprenadindex med bas- tidpunkt 1.1.1950 benämnd H-Sl tillkom. Denna bestod av samma indexserier som ingår som delindexar i nuvarande byggnads- kostnadsindex med basåret 1950. Den var uppbyggd efter i princip samma budget som denna index.

Entreprenadindexen H-51 ersattes seder- mera, av en moderniserad entreprenadin- dex benämnd H-63 med år 1963 som basår. Entreprenadindexen H-63 består av ett antal olika indexserier för olika »huvudgrupper» av byggnadsarbeten under följande pro- duktionsavsnitt: Markarbeten, Stomarbeten,

Stomkompletteringsarbeten, Målningsarbe- ten, VVS-arbeten, El-arbeten, Hissar och rulltrappor och Övriga installationsarbeten. Under respektive produktionsavsnitt är de aktuella s.k. huvudgrupperna inordnade, exempelvis jordschakt och bergschakt under Markarbeten; stomarbeten för grund och stomarbeten för överbyggnad under Stom- arbeten samt yttre rörarbeten, inre rörarbe- ten för värmeinstallation under VVS—arbe- ten osv.

För varje sådan huvudgrupp finns en in— dexserie av faktorprisindextyp som upp— byggs med hjälp av en fast budget beståen— de av faktorerna: Material, Underentrepre- nader. Löner (inkl. sociala kostnader), Ma- skiner, Transporter, Drivmedel, Allmänna kostnader och en Oreglerad del (10 %). (Hänsyn till mervärdeskatt tages ej vid be- räkningarna då denna regleras i annan ord- ning.) Sådana budgeter finns uppgjorda dels för bostadshus (flerfamiljshus), dels för förvaltningsbyggnader. Någon totalindex ut- räknas ej, och ej heller beräknas indexserier för produktionsavsnitten. Beräkningen av entreprenadindex för regleringen av ett visst objekt utföres genom att de av H—63:s in- dexserier som är tillämpliga utväljes och an- vänds för uppräkning av respektive delpos- ter av kontraktssumman, vilken i kontraktet uppdelats i överensstämmelse med huvud— grupperna enligt H-63.

Indexseriema över H-63:s huvudgrupper beräknas och publiceras för varje månad av statistiska centralbyrån, varvid även indexse- rier över vissa underentreprenader och ma- terial, löner m.m. som ingår i H-63:s be- räkningsunderlag anges.

Fastställandet av entreprenadindex H-63 och handläggning av frågor i samband med beräkningarna utförs gemensamt av statis- tiska centralbyrån. byggnadsstyrelsen, Svens- ka byggnadsentreprenörföreningen, Rörled- ningsfirmornas riksorganisation och Elek- triska installatörsorganisationen. Bostadssty- relsen som tidigare deltog har numera er- satts av statistiska centralbyrån men deltar i sammanträden rörande H-63 som observa- tör. Prisinsamlingen utförs gemensamt för H-63 och statistiska centralbyråns byggnads—

kostnadsindex. Vissa prisuppgifter insamlas dock enbart för H-63. Angående formerna för insamling och kontroll av prisuppgif- terna se vidare avsnitt 7.1.2 och bilaga 2.

3.2 Kritiken mot nuvarande beräkningar 3.2.1 Tidigare framförd kritik

De prisindexar som f. n. utarbetas tillgodo- ser ytterst bristfälligt de konsumentbehov som föreligger. Detta framgår dels av kom- mitténs behovsundersökning (se kapitel 4), dels av från olika håll tidigare framförd kritik i denna fråga.

Kommittén vill här bl.a. erinra om det av Byggfackens industriutredning 1959 framlagda betänkandet Byggnadsindustrins kostnadsindex. Efter genomgång av de vik- tigaste indexserierna på området konstate— rade utredningen sammanfattningsvis

natt tillförlitliga byggnadskostnadsindex är ett oundgängligen nödvändigt hjälpmedel för såväl en effektiv bostadspolitik som ekonomisk poli- tik i övrigt. Samtidigt måste emellertid även konstateras att de nuvarande indexen inte fyller de rimliga anspråk man har rätt att ställa. De nuvarande indexen ger varken en riktig bild av prisutvecklingen för den totala byggnadsverk- samheten eller det totala bostadsbyggandet. Och endast i undantagsfall visar de den riktiga pris- utvecklingen för annat än relativt små sektorer av husbyggandet».

Utredningen, som genom särskild skrivel- se överlämnades till Kungl. Maj:t, utmyn— nade i dels ett önskemål att åtgärder skulle vidtagas i syfte att upprätta tillförlitliga byggnadskostnadsindexar, dels vissa allmän— na rekommendationer angående konstruk- tionen av sådana indexar. Från remissin- stanserna framhölls bl. a. att utredningens kritik av förekommande indexserier delvis var oberättigad såtillvida som den till stor del utgick från ändamål vilka de berörda indexserierna icke varit avsedda att fylla. Vidare betonades, att det föreföll ytterst tveksamt om man — med rimlig kostnads- uppoffring —- överhuvudtaget kunde kon— struera indexserier, vilka uppfyllde utred- ningens i vissa avseenden mycket högt ställ- da anspråk. Angelägenheten av ett utred— ningsarbete i syfte att tillgodose åtminstone

vissa av de av utredningen uppställda an- språken underströks dock särskilt av statens nämnd för byggnadsforskning och forsk- ningsanstalten för lantmannabyggnader.

I statsverkspropositionen för 1961/62 be— rörde föredragande departementschefen frå- gan i anledning av framställningen från Byggfackens industriutredning och en av bostadsstyrelsen föreslagen personalförstärk- ning på dåvarande värderingssektionen. Han hänvisade därvid till vissa inom statens insti- tut för byggnadsforskning föreliggande ut- redningsplaner beträffande frågan om hur behovet av en fylligare information om byggnadskostnadernas förändring lämpligen skulle kunna tillgodoses. Resultatet av in— stitutets undersökningar borde, framhöll de- partementschefen, avvaktas innan ställning togs till frågan om byggnadskostnadsindex.

Frågan togs även upp i en motion (nr 631) i andra kammaren vid 1961 års riks- dag, varvid föreslogs att riksdagen skulle anhålla hos Kungl. Maj:t om prövning av bl. a. frågan rörande utarbetande av en tids- enlig byggnadskostnadsindex och klarläg— gande av rationaliseringsfaktom inom bo- stadsproduktionen. I likhet med departe- mentschefen förordade delegationen för sta- tistikfrågor i ett yttrande över motionen, att resultatet av byggnadsforskningsinstitutets till hösten 1961 planerade undersökning skulle avvaktas innan ytterligare utredning— ar igångsattes, Detta blev också riksdagens beslut. Byggnadsforskningsinstitutets då för- utsatta undersökning har dock aldrig kom- mit till utförande.

Behovet av en omläggning av prisindex- beräkningarna på byggnads- och anlägg— ningsområdet har vidare bl. a. behandlats av statens byggnadsbesparingsutredning (1964). Utredningen kritiserade därvid starkt de in- dexar som för närvarande utarbetas. Det skedde främst med utgångspunkt i be— hovet av underlag för anpassning av anslag m.m. till förändringar i byggnadskostnader- na. Utredningen framhöll att nuvarande byggnadskostnadsindexar är behäftade med sådana fel, att de ej kan anses riktigt åter- ge de verkliga kostnadsförändringarna. Den föreslog tillsättande av en byggindexnämnd

samt att det skulle uppdragas åt en särskild utredning att uppgöra och framlägga detal- jerat förslag till grunder, metodik och or- ganisation av en ny byggnadskostnadsindex, som på ett bättre sätt än de nuvarande till- godosåg berörda behov.

Delegationen för statistikfrågor framhöll 1964 bl. a. att det av Byggfackens industri- utredning, statens byggnadsbesparingsutred— ning m.fl. understrukna behovet av en grundlig utredning och en genomgripande omläggning av prisindexberäkningarna på byggnads- och anläggningsområdet ytterli- gare hade bekräftats genom de direkta kon- takter delegationen i sitt arbete haft med konsumenterna av sådana indexar. Delega- tionen konstaterade att de inom bostads- styrelsen och andra statliga verk förekom- mande indexberäkningarna, sedda mot bak- grunden av föreliggande väsentliga behov, trots vid detta tillfälle nyligen genomförda eller planerade omarbetningar, var ytterst otillräckliga. Med hänsyn härtill och för att ta upp frågan om uppbyggnad av ett system av prisindexar för mätning av såväl byggnadspriser som faktorpriser och bygg- nadskostnader, föreslog delegationen att ett ingående utvecklingsarbete skulle komma till stånd. Delegationen ansåg det lämpligt att detta arbete i första hand skulle bedrivas i form av en särskild utredning sammansatt av statistisk, indexteknisk och byggnadstek- nisk expertis. I yttrandena över delegatio- nens förslag instämde samtliga de remissin- stanser som tog upp indexfrågan i kritiken av förekommande indexar samt tillstyrkte delegationens förslag om en särskild ex- pertutredning. Särskilt betonades angelägen- heten av en sådan utredning av byggnads- styrelsen, statistiska centralbyrån, konjunk- turinstitutet, statens jordbruksnämnd, bo- stadsstyrelsen, bostadsbyggnadsutredningen, Svenska byggnadsarbetarförbundet, Hyres- gästernas sparkasse- och byggnadsförening- ars riksförbund, Svenska riksbyggen och Sveriges allmännyttiga bostadsföretag.

En arbetsgrupp knuten till finansdeparte- mentet framhöll 1965 i en promemoria ställd till departementschefen, att arbets- gruppen delade de av statens byggnadsbe-

sparingsutredning och delegationen för sta- tistikfrågor framförda uppfattningarna om behovet av »nya pris- och kostnadsindex» inom husbyggnadsområdet». Gruppen an- såg sig inte böra närmare gå in på frågan om olika slag av indexar eller deras kon- struktion utan förutsatte att en expertut- redning med uppgift att lösa dessa frågor snarast skulle komma till stånd. I fråga om indexanvändningen ville arbetsgruppen sär- skilt peka på »det samhällsekonomiska vik- tiga ändamål att ha tillgång till en index, till vilken den faktiska kostnadsutvecklingen på olika byggnadsområden kan relateras för bedömning av prisökningen på grund av standardhöjning, projekteringsnyheter, mark- nadsförändringar o. d. . . .».

Bostadspolitiska kommittén påpekade 1966 i anslutning till förslag angående den s.k. tidskoefficienten och det s.k. paritets— talet (se kapitel 4), för vilkas konstruktion outputprisindexar i princip erfordras, att nu- varande indexar på bostadsområdet är brist- fälliga för berörda ändamål, då de ej beak- tar den verkliga produktivitetsutvecklingen ibyggandet.

Motsvarande synpunkter framfördes även av statens pris— och kartellnämnd i nämn- dens byggnadsutredning 1967 och av Branko Salaj i Industriens utredningsinstituts un- dersökning av bostadsproduktionens prisut- veckling (1968), där det konstateras att in- dexar av faktorpristyp, som den svenska byggnadskostnadsindexen, i allmänhet är be- häftade med sådana brister, att de inte kan användas för att belysa prisutvecklingen för bostäder.

Den ovan berörda kritiken av hittillsva- rande prisindexberäkningar på byggnads- och anläggningsområdet har ytterligare be- kräftats genom de direkta kontakter kom- mittén i sitt arbete haft med konsumenterna av sådana indexar. Nedan görs en samman- fattning av de viktigaste punkterna i denna kritik.

3.2.2. Sammanfattning av kritiken

Såsom ovan nämnts är samtliga nuvarande prisindexarx på byggnadsområdet av typen

faktorprisindex. (Bostadsstyrelsens värde- ringskoefficient utgör i någon mån ett un- dantag, men den här framförda kritiken drabbar även till stora delar denna »index».) De mäter genom sin konstruktion kostna- derna för att utföra ett visst eller vissa pro- jekt med samma insatser av arbetskraft och råvaror av olika slag och med samma tek- nik som vid bastidpunkten och utgör såle- des »inputprisindexar». De avspeglar såle— des icke de ändringar i kostnaderna och de- ras sammansättning som föranleds av änd- rad byggnadsteknik och utnyttjande av nya råvaror. Denna brist är av grundläggande betydelse för alla de många användningar index har i den ekonomiska analysen och där med hänsyn till ändamålet erfordras »outputprisindexar» av typen byggnadspris- index eller byggnadskostnadsindex (se av- snitt 2.3.2). Även då det gäller indexar att utnyttjas som underlag för anpassning av anslag m.m. bör ofta hänsyn tas till pro- duktivitetsutvecklingens effekt på byggnads- kostnaderna.

Tillförlitliga beräkningar över produktivi- tetsutvecklingen för byggnads— och anlägg- ningsområdet saknas. Visserligen kan i vissa fall grova skattningar göras över byggnads— och anläggningsproduktionens volymmässiga utveckling i förhållande till utvecklingen av den insatta arbetskraftsvolymen. Här— igenom erhålls dock icke någon tillförlitlig skattning av produktivitetsutvecklingen inom sektorn. Underlag saknas nämligen för att bedöma i vilken utsträckning höjningen av produktionen per arbetskraftsenhet kan ha motverkats av samtidiga ökningar av kost- naderna till följd av övergång till längre förarbetade råvaror och högre mekanisering.

Även som mätare på faktorprisernas ut- veckling är tillgängliga indexserier bristfäl- liga i många avseenden.

Budgetunderlaget är knapphändigt. Detta är i allmänhet hämtat från ett enda eller ett fåtal projekt, vilka utvalts centralt efter tekniska överväganden. Avsaknaden av när-

1 Utom de för de provisoriska paritetstalen tillämpade, av kommittén föreslagna, indexbe- räkningarna. .

mare kännedom om byggnadsverksamhe- tens sammansättning i berörda avseenden innebär att urvalet av projekt icke kunnat göras i statistisk mening representativt för de i verksamheten tillämpade byggnadsme— toderna ens vid bastidpunkten. Därtill kom- mer att de utarbetade indexseriernas bud- geter i allmänhet är relativt föråldrade. Nå- got system för regelbunden löpande anpass- ning av budgeten till nya förhållanden finns icke infört. Viss modernisering har dock på en del punkter ägt rum efter hand.

Behovet av att index på ett representativt sätt skall avspegla byggnadsförhållanden i hela landet är särskilt framträdande då det gäller index för ekonomisk analys, men torde vara av betydelse även för många andra användningsområden. Vidare förelig- ger vissa önskemål om geografisk differen- tiering av index, vilket om stora skillnader föreligger mellan olika delar av landet kan behöva föranleda konstruktion av skilda re- gionala budgeter.

Arbetskostnaderna för arbetare mäts i be- rörda faktorprisindexar med en serie över lö- neutvecklingen enligt kollektivavtalen. Detta innebär att den inom byggnads- och anlägg- ningsområdet ofta betydande löneglidningen för arbetare icke beaktas. För vissa ändamål, såsom reglering av entreprenadkontrakt, kan av särskilda skäl ett sådant beräkningsförfa— rande framstå såsom lämpligt. För andra än- damål då det gäller att mäta den faktiska faktorprisutvecklingen — är det givetvis otill- fredsställande. Inte heller innebär förfaran- det att indexen ifråga kan uppfattas såsom approximation till en egentlig byggnadskost- nads- eller byggnadsprisindex. Det kan vis— serligen konstateras att det fel i index som uteslutandet av löneglidningen medför, och den brist som det innebär att reduktion icke görs för effekter av produktivitetsutveckling- en, i regel torde gå i motsatt riktning och därför till en viss grad upphäver varandra. De torde också ha ett visst samband med varandra såtillvida som löneglidningar kan framkallas av eller framkalla produktivitets- förändringar. Att utgå från att nettoeffek- ten på index av dessa båda brister skulle vara så liten att den kan försummas, måste

emellertid uppfattas som en otillåten för- enkling.

Även underlaget för mätningen av pri- serna på råvarorna företer påtagliga brister. Insamlade priser avser i huvudsak förhållan- dena i Stockholmsområdet. Detta medför att en geografiskt differentierad index inte kan beräknas, men innebär också att nuvarande indexar icke kan anses representativa för ge- nomsnittspriserna i landet, även om detta torde vara avsikten. Häremot har hävdats att prisernas geografiska variation för flertalet råvaror är liten.

På byggnadsråvarumarknaden tillämpas i omfattande utsträckning prisrabatter av olika slag. Vid indexberäkningarna har hän- syn i allmänhet endast kunnat tas till gene- rella rabatter, i övrigt baseras beräkningar- na huvudsakligen på föreliggande listpriser. Detta är otillfredsställande i en faktorpris- index, eftersom de faktiska priserna genom olika slag av speciella rabatter dels torde ligga under de priser på vilka index baseras, dels fluktuerar mera än dessa. Häremot har invänts, att sådana fluktuationer icke alls eller endast starkt försvagade når fram till den slutliga köparen byggherren. Om syf- tet är att med utgångspunkt i kostnads- data söka ge en approximativ bild av bygg- nadsprisernas utveckling skulle det därför kunna ifrågasättas om hänsyn verkligen bör tas till dessa rabattfluktuationer. Under- lag saknas för att bedöma riktigheten av detta resonemang, vilket för övrigt icke kan isoleras från frågan om den roll som vinst- fluktuationen i byggnads- och anläggnings- sektorn överhuvudtaget spelar i samman— hanget.

Uppenbart är att förekomsten av olika speciella rabatter medför att det är förenat med betydande svårigheter att på ett rättvi- sande sätt mäta den faktiska prisutveckling- en. Byggnadsbesparingsutredningen har an— tytt möjligheten att prisinsamligen i fram- tiden skulle kunna ske genom pris- och kartellnämndens försorg.

4. Behoven av byggnadsindex för bostäder

4.1 Huvudkategorier av behov och upp- läggning av behovskartläggningen

Prisindex användes huvudsakligen

1. för att beskriva och analysera prisut— vecklingen

2. för att omräkna prisuppgifter eller be- räkningar utförda i löpande priser till »vo— lym» i fasta priser (deflatering) och

3. för att omräkna tidigare prisuppgifter eller beräkningar utförda i fasta priser till »värde» (pris )( kvantitet) i aktuella eller löpande priser (reflatering).

Kommittén skall i den följande redogö- relsen skilja på tre huvudkategorier av behov av indexar inom byggnads- och anläggnings- området:

i. Anpassning av värderingar, medelstill- delning m. m. till aktuell prisnivå (avsnitt 4.2). Beträffande bostäder förekommer här behov av index främst i samband med den statliga bostadslångivningen såsom under- lag för anpassning av beräkningarna av låne- underlag och pantvärde samt för reglering av återbetalningen av paritetslån. Till denna huvudkategori hör vidare försäkringsbola- gens behov av att för aktualisering av för- säkringsvärden och vid försäkringsfall om- räkna ett i äldre prisnivå kalkylerat bygg- nadsvärde till aktuell prisnivå.

ii. Reglering av kontraktssummor med hänsyn till under pågående entreprenad in- träffade kostnadsändringar för produktions- faktorer i de fall där avtal om rörligt pris

träffats mellan beställare och entreprenör (avsnitt 4.3).

iii. Ekonomisk analys, varvid intresset kan vara inriktat på en värdering av bostadspro- duktionen och därmed förknippad åtgång av arbetskraft, råvaror etc. (avsnitt 4.4) eller en värdering av investeringar i bostadskapital. Den ekonomiska analysen av bostadspro— duktionen ingår som ett led i den allmänna samhällsekonomiska analysen, men kan även ha karaktär av en snävare branschinriktad teknisk-ekonomisk analys.

Den av kommittén företagna behovskart- läggningen har bedrivits dels genom studier av tidigare indexutredningar och av utred— ningar inom angränsande områden, dels ge- nom intervjuer hos olika användare av index.

Sålunda har delegationens för statistik- frågor förslag angående den statliga bostads- och byggnadsstatistikens framtida organisa- tion, byggnadsbesparingsutredningens betän- kanden, bostadspolitiska kommitténs betän- kande och Kungl. Maj:ts proposition 1967: 100 angående riktlinjer för bostadspolitiken m.m., bostadslåne- och räntelånekungörel- serna, paritetstalsnämndens utredningar och beslut samt fastprisgruppens betänkande studerats i tillämpliga delar. Vidare har Byggfackens industriutrednings betänkande angående »byggindustrins kostnadsindex» och industrins utredningsinstituts undersök- ning angående bostadsproduktionens prisut- veckling studerats. Intervjuer eller skriftliga kontakter har ägt rum med representanter

för bostadsstyrelsen, statens institut för bygg- nadsforskning, byggnadsstyrelsen, finansde- partementets sekretariat för ekonomisk pla- nering, industridepartementet, inrikesdepar- tementet, konjunkturinstitutet, statens pris- och kartellnämnd, statskontoret och statistis- ka centralbyråns nationalräkenskapsenhet. Inom den privata sektorn har representanter för Svenska bankföreningen, Byggfackens utredningsavdelning, Byggförbundets sam- hällsekonomiska avdelning, Näringslivets byggnadsdelegation, Svenska byggnadsentre- prenörföreningen och Svenska försäkrings- bolags riksförbund intervjuats eller på an- nat sätt tagit del av behovskartläggningen. Bostadsstyrelsens behov och krav beträffan— de användning av olika byggnadsindex har behandlats i särskilda kommittépromemo— rior.

Representanter för samtliga ovannämnda myndigheter och institutioner har även tagit del av kommitténs sammanställning och ut- värdering av de redovisade indexbehoven; med flera parter har fortlöpande kontakter hållits. Kontakt har även tagits med den tidigare verksamma fastprisgruppen i frågor rörande entreprenadindex.

I det följande redogörs för de behov och krav beträffande olika slag av index inom bostadssektorn som framkommit genom den- na kartläggning. Resultaten av denna har även kortfattat förtecknats i tabellerna 4.3 och 4.4. Dessa tabeller, som även använts som intervjuunderlag, har indelats efter olika huvudaspekter på behov och krav beträffan- de byggnadsindex. Dessa har varit: ]. popu- lation, 2. delindex, 3. indextyp, 4. kvalitets- värderingsprinciper, 5. behandling av för- skjutningseffekter, 6. periodicitet, 7. beräk- ningsunderlag (källor, objektval, beräknings- enhet och periodanknytning), 8. samband med andra behov och 9. övrigt.

4.2 Byggnadsindex för bostadslånereglering och andra former av anpassning av värde- ringar, medelstilldelning o. d.

4.2.1 Inledning

En stor del av behovet av byggnadsindex av- ser ändamål för anpassning av värderingar,

medelstilldelning, kalkyler etc. Exempel här— på utgör tids- och ortskoefficienterna som används vid beräkning av låneunderlag och pantvärdet i samband med den statliga bo— stadslångivningen. Hit hör vidare erforder- lig prisindex för beräkning av de s.k. pari- tetstalen för reglering av kapitalkostnaden för bostäder med statliga lån samt index för anpassning av vissa statliga anslag för bygg- nads- och anläggningsverksamhet och av statliga bidrag till sådan verksamhet. Andra exempel är värdering till återanskaffnings- pris, reglering av brandförsäkringsvärden, uppdatering av tidigare investeringskalkyler, reservation för kostnadsförhöjningar vid kostnadskalkyler m.m. I en del fall är det fråga om automatisk reglering, i andra fall används index enbart som ett beslutsunder- lag.

Som bakgrund till vissa resonemang i den fortsatta framställningen lämnas i tabell 4.1 data över bostadsbyggandets sammansätt- ning dels gällande värdeuppgifter och dels gällande antal lägenheter under åren 1966— 1970. Det framgår t. ex. av tabellen att ny- produktionen av bostäder under dessa år utgör ca 80 % av bostadsinvesteringama, att flerfamiljshusen svarar för ca 60 % av ny- produktionens värde och att de statligt be- lånade flerfamiljshusen svarar för drygt 90 % av lägenhetsproduktionen i flerfa- miljshus.

4.2.2 Tidskoefficient för beräkning av låne- underlag och pantvärde

4.2.2.l Metoderna för beräkning av låne— underlag och pantvärde

För att kunna bestämma det statliga bostads- lånets storlek och förmånsrättsläge måste _lånemyndigheterna ha en metod att beräkna värdet för det projekt som skall belånas. ] den statliga bostadslånegivningen har olika beräkningsmetoder, ofta kallade värderings— metoder, använts. I den metod som tilläm- pas fr. o. m. den 1 januari 1968 — och vilken närmare beskrivs i bilaga 3 — används två

3. Värdeuppgifter avseende bostadsinvesteringar (Källa: Nationalråkenskaperna, statistiska central- byrån) 1966 1967 1968 1969 19701 Milj Procent Milj Procent Milj Procent Milj Procent Milj Procent kr kr kr kr kr Nyproduktion flerfamiljshus 3 550 49 62 4 388 52 64 4 531 52 64 4 725 49 62 4 720 47 59 småhus 2153 30 38 2423 29 36 2 530 29 36 2942 31 38 3 272 33 41 Summa 5 703 79 100 6 811 81 100 7061 81 100 7667 80 100 7992 80 100 Ombyggnad 329 5 320 4 323 4 365 4 390 4 Underhåll 1 160 16 1 288 15 1 356 15 1 496 16 1 577 16 Summa 7192 100 8419 100 8740 100 9528 100 9959 100

b. Antal lägenheter i nybyggda färdigställda hus (Källa: Bostadsbyggnadsstatistiken, statistiska

centralbyrån) 1966 1967 1968 1969 1970 Antal Pro- Antal Pro- Antal Pro- Antal Pro- Antal Pro- cent cent cent cent cent Flerfamiljshus' - statligt belånade 56 934 91 65 898 92 72 648 94 71 735 93 70 008 93 — icke statligt belånade 5 306 9 6 010 8 4 930 6 5 621 7 5 218 7 Summa 62 240 100 71 908 100 77 578 100 77 356 100 75 226 100 Småhus, statligt belånade — s. k. styckebyggda 11 995 44 11 743 41 10 445 37 10 876 34 11 174 32 — s. k. gruppbyggda 9 461 35 11 733 41 12 583 44 12 669 40 14 928 43 — övriga ] 125 4 673 2 633 2 837 3 846 2 Summa 22 581 83 24 149 85 23 661 83 24 382 77 26 948 78 Småhus, icke statligt belånade 4 5 17 4156 15 4 995 17 7 317 23 7 669 22 Summa 27 121 100 28 305 100 28 656 100 31 699 100 34 617 100

1 Preliminära uppgifter 2 Inkl. specialhus och s. k. icke bostadshus

begrepp, nämligen låneunderlag och pant-

värde.l

1 Åren 1964—1967 förekom dessutom be- greppet godkänd produktionskostnad. Denna, som kunde överstiga pantvärdet, användes bl. a. för att pröva låneärendet genom jämförelse mot uppgiven produktionskostnad och för att fast- ställa högsta överlåtelsevärde och hyressumma. Fr. o. m. den 1 januari 1968 — då ramen för vad som beaktas vid pantvärdeberäkningen ut- vidgades - har begreppet godkänd produktions- kostnad slopats. Pantvärdet fyller i huvudsak den funktion som den tidigare godkända pro- duktionskostnaden fyllde.

Figur 4.1. Schematisk framställning av relationerna mellan total produktionskostnad, överkostnad, pantvärde och låneunderlag.

TOTAL PRODUKTIONSKOSTNAD

S%avPv

Överkostnad

O%av S%av

%av Lu

Pautvärde (Pv)

B

Egen insats

Statligt bostadslån

Primär- och sekundårlån

Statligt bostadslån utgår med följande andel av

låneunderlaget:

högst 30 % när låntagaren är kommun eller allmännyttigt bostadsföretag, landstingskom- mun eller bostadsföretag vari sådan kommun äger bestämmande inflytande (A) högst 25 % när låntagaren är bostadsrätts- förening med kommunal insyn och kon- troll (B) högst 20 % när låntagaren är enskild person som bygger småhus för att själv bebo det, el- ler låntagaren är bostadsrättsförening utan kommunal medverkan (C) högst 15 % när låntagaren hör till annan ka-

LÄNEUNDERLAG

”(77 o,oavLu , O%av

Låneunderlag (Lu)

tegori (D). Procentsatsen kan i vissa fall höjas till 20 % när särskilda skäl föreligger. De inteckningar som lämnas som säkerhet för bostadslånet skall för de ovan angivna lån- kategorierna ligga inom 100, 95, 90 respektive 85 % av pantvärdet.

Överkosmaden (skillnaden mellan total pro- duktionskostnad och pantvärde) har sedan 1968 genomsnittligt per år varierat mellan 2 och 4 % av det totala pantvärdet beräknat på grundval av kostnadsuppgifter i preliminära lå- neansökningar.

Se även bilaga 3 för närmare beskrivning av sambandet mellan låneunderlag och pantvärde.

Låneunderlaget utgör det belopp med ut- gångspunkt från vilket det statliga bostads- låncts storlek bestäms. Lånets Storlek är en procentsats av låneunderlaget varierande från 15 till 30 procent beroende på bygg— herrekategori.

Pantvärdet är ett uttryck för fastighetens värde som säkerhet för lämnade lån med utgångspunkt i vilket det statliga bostads- lånets förmånsriittsläge bestäms. Pantvärdet används också såsom underlag för prövning av uppgiven produktionskostnad.

Låneunderlagets och pantvärdets inbördes relationer och deras relationer till produk— tionskostnaderna och till de totala lånen framgår schematiskt av figur 4.1.

Beräkningarna av låneunderlag och pant- värde sker i princip med användande av fastställda schablonbelopp (enhetsvärden) för vissa parametrar, såsom byggnadsyta, vå- ningsyta, våningsyttervägg, antal lägenheter, trappa, balkong, extra värmeisolering, extra kylutrustning etc. De ifrågavarande scha- blonbeloppen tillämpas med undantag för mindre revisioner — under flera år och de tillämpas enhetligt för hela riket. Nu gäl- lande schablonbelopp avser i huvudsak kost- nadsläget per den 1.1.1968, närmast tidiga- re tillämpade belopp avsåg i huvudsak kost- nadsläget per den 1.1.1963.

Låneunderlaget och pantvärdet erhålles genom att den med hjälp av gällande scha- blonbelopp beräknade värdesumman juste- ras med dels en ortskoefficient, dels en tids- koefficient, tidigare benämnd låneunder- lagskoefficient.1 Vid denna justering multi- pliceras den beräknade värdesumman till sin byggnadsdel med såväl orts- som tids- koefficienten, medan den del av värdesum- man som avser kostnaden för grundlägg- ning och grovplanering exklusive det kom- munvis fastställda tilläggsbeloppet endast multipliceras med tidskoefficienten. Orts- koefficientens funktion är att anpassa beräk- ningarna till mellan olika regioner förekom- mande skillnader i kostnadsnivå; tidskoeffi- cienten är avsedd att anpassa dem till de för- ändringar i kostnadsnivån som skett sedan schablonvärdena fastställdes.

Vid beräkningen av låneunderlaget be-

aktas endast en viss begränsad utförande— och utrustningsstandard. I pantvärdet ingår utöver låneunderlaget kostnader för vissa detaljer och lokaler som ökar projektets vär- de, men som ej ansetts böra finansieras med statliga lån. Däremot medför sådant till— lägg att de kan finansieras genom utökade bottenlån.

Genom att beräkningsmetoden är scha- bloniserad och i viss mån genom att låneun- derlag och pantvärde är begränsade (t.ex. inräknas ej vissa dyrbara utföranden eller särskilt hög utrustningsstandard), föreligger regelmässigt en skillnad mellan de scha— blonmässigt framräknade värdena för låne- underlag och pantvärde och den i ansökan uppgivna kostnaden (avseende anbud eller slutlig kostnad). Differensen mellan uppgi- ven produktionskostnad och pantvärde, vil- ken i allmänhet men ej alltid är positiv, brukar kallas överkostnad. Överkostnaden uttrycks vanligen i procent av pantvärdet.

Låneunderlag och pantvärde för ett visst hus fastställs dels vid preliminärt beslut om statligt bostadslån, dels vid slutligt beslut. För styckebyggda småhus förekommer dock endast ett beslut. Detta baseras på preli- minära uppgifter. Vid den preliminära be- räkningen av låneunderlag och pantvärde skall för alla projekt behandlade under ett visst är användas den tidskoefficient som gällde vid årets ingång eller den koefficient som senare under året kan ha blivit fast— ställd. Vid den slutliga beräkningen skall användas den tidskoefficient som gällde för den månad då huset påbörjades.

De nu gällande reglerna infördes fr. o. m. den 1 januari 1968. Tidskoefficienten fast- ställdes då till 1,00. Den 1 januari 1971 ändrades den till 1,07, den 1 april 1971 höj- des den till 1,09 och den 1 oktober 1971 höjdes den ytterligare till 1,14. Ändringar i tidskoefficienten sker genom beslut av Kungl. Maj:t liksom fallet var beträffande den tidigare för motsvarande ändamål an— vända låneunderlagskoefficienten. Denna

1 Benämningen låneunderlagskoefficient an- vändes t. o. m. 1967; fr. o. m. 1968 används be- nämningen tidskoefficient.

fastställdes med ledning av vissa fortlöpan- -de undersökningar (se nedan) och med led- ning av bostadsstyrelsens s.k. värderings- koefficient. Den sistnämnda baserades, som framgått av det föregående, i sin tur på statistiska centralbyråns (tidigare bostads— styrelsens) månadsvis beräknade »byggnads- kostnadsindex» för flerfamiljshus. Genom reduktion av denna index med en antagen produktivitetsutveckling erhölls värderings- koefficienten.1 Med hänsyn till bristfällig- heten i denna koefficient såsom mätare på prisutvecklingen har dessutom fr.o.m. 1964 genom den s. k. låneunderlagsgruppens2 för- sorg genomförts studier belysande överkost— nademas utveckling, vilka används såsom kompletterande informationsunderlag vid bedömning av om låneunderlagskoefficien— ten bör ändras. Låneunderlagskoefficienten fastställdes intermittent av Kungl. Maj:t att "vid varje tillfälle gälla tills vidare. Detta skedde i allmänhet med intervall om ett halvt till drygt ett år.

För närvarande saknas egentliga prisin- dexberäkningar av sådan konstruktion att de direkt lämpar sig såsom underlag för reglering av tidskoefficienten. I de närmast följande avsnitten genomförs en behovs— och kravanalys avseende de indexar över prisut- vecklingen i tiden för bostadsbyggandet som erfordras dels såsom underlag för faststäl- lande av tidskoefficienten, dels för vissa andra beräkningar och bedömningar i sam— band med den statliga bostadslånegivning- -en. Härmed åsyftas bl. a. prisindexar som är önskvärda dels vid bedömning av rimlighe— ten i uppgiven produktionskostnad, dels så— som underlag för eventuella revideringar av de schablonbelopp som tillämpas vid låne- underlags— och pantvärdeberäkningama.

Kommittén utgår från att tidskoefficien- ten liksom tidigare låneunderlagskoefficien- ten icke skall komma att vara automatiskt :anknuten till någon index utvisande bygg- nadsprisemas eller byggnadskostnadernas utveckling, utan att vid fastställande av denna hänsyn kommer att tas även till and- ra förhållanden än dem som omedelbart kommer till uttryck i prisindex. Med hänsyn *till sistnämnda förutsättning har kommittén

icke ansett sig behöva eller ha anledning att framlägga förslag om en enda bestämt fixe- rad index att utnyttjas för här berörda än- damål. Kommittén har i stället sett som sin uppgift att utröna och i sina förslag beakta vilka behov av information —- eventuellt i form av flera varandra kompletterande in- dexberäkningar som kan föreligga då ställning tas till tidskoefficienten.

Frågan om behovet av indexberäkningar som underlag för fastställande av ortskoef- ficienter behandlas i avsnitt 4.2.3.

I den följande kravanalysen beträffande indexberäkningar erforderliga som under- lag för tidskoefficienten m.m. görs en sy- stematisk genomgång av de krav de olika be- hoven ställer i de avseenden vilka samman- fattningsvis uppräknats i avsnitt 4.1. Denna uppdelning anknyter till den som används i förspalten i den tabellariska sammanfatt- ning av kravanalysens resultat som åter- finns i tabell 4.3 i slutet av detta kapitel.

I vart och ett av avsnitten 4.2.2.2—4.2.2.6 anges indelningsvis kortfattat vilka indel- ningar etc. som enligt vad kommittén fun— nit är aktuella att i första hand diskutera och träffa ett val mellan. Dessa inledande stycken upptar ej endast de frågeställning— ar som är aktuella i avsnitt 4.2.2 utan i princip även alla dem som synes aktuella vid den diskussion av andra behov som re— dovisas i de följande avsnitten av kapitel 4.

1 Värderingskoefficienten användes tidigare även vid bostadsstyrelsens beräkning av s. k. godkänd produktionskostnad. Numera användes koefficienten av bostadsstyrelsen till att för de gruppbyggda småhusen uppräkna preliminärt godkänt försäljningspris till slutligt försäljnings- pris i de fall avtal om fixt pris ej träffats. Vär- deringskoefficienten användes även av statistis- ka centralbyrån och låneunderlagsgruppen i de- ras statistikbearbetning för uppräkning av upp— given produktionskostnad från anbudstillfållet till tidpunkten för preliminärt beslut. Denna uppräkning sker endast i de fall avtal om th pris ej träffats. ” Läneunderlagsgruppen utgör en av chefen för inrikesdepartementet enligt Kungl. Maj:ts bemyndigande den 29 oktober 1964 tillkallad arbetsgrupp med uppgift att inom inrikesde- partementet biträda med utredning rörande förhållandet mellan låneunderlag för bostadslån samt däremot svarande produktionskostnader.

Vid ställningstagande till frågan om för vil— ka populationer indexberäkningarna bör gö— ras är i första hand följande indelningar av intresse att diskutera: i nybyggnad; ombyggnad; reparationer ii flerfamiljshus; småhus (gruppbyggda; styckebyggda) statsbelånade bostäder; icke statsbelå— nade bostäder exploateringsobjekt; saneringsobjekt husbyggnad; husbyggnad och grund; husbyggnad, grund och mark tidsperiodanknytning (behandlas av praktiska skäl under avsnitt 4.2.2.6 »beräkningsunderlag»)

Då det gäller frågan om delindexberäk- ningar är förutom flertalet ovan angivna in- delningar i första hand följande indelningar av intresse att diskutera:

vii regioner viii projektstorlekar ix byggherrekategorier x entreprenadformer xi upphandlingsformer

" prisbestämningssätt seriebyggda flerfamiljshus; vanliga platsbyggda hus; prefabricerade produktionsavsnitt

Låneunderlags- och pantvärdeberäkning- arna avser statsbelånade bostadshus, såväl flerfamiljshus som småhus, såväl nybyggnad som ombyggnad. Däremot omfattas ej re— parationer. I princip borde därför den pris- index som skall ligga till grund för fast- ställande av tidskoefficienten omfatta samt- liga statsbelånade bostäder, ny- såväl som ombyggnadsverksamhet. Behov föreligger knappast av en totalindex omfattande hela detta populationsområde. Vad som erford- ras är i stället indexserier för olika delar av denna totalpopulation.

Vid kontakter med såväl inrikesdeparte- mentet som med bostadsstyrelsen har fram- kommit att man i överensstämmelse med utformningen av bostadsstyrelsens be.-räk— ningsmetod för låneunderlag och pantvärde

utgår från att endast en tidskoefficient skall fastställas. Denna bör då baseras på prisut- vecklingen för flerfamiljshusen, vilka repre- senterar den övervägande värde- och lägen— hetsandelen av ovan nämnda totalpopula- tion och följaktligen utgör den mest bety- delsefulla delen av den statliga bostadslån- givningen (se tabell 4.1). Flerfamiljshusen svarar även för det mest tillförlitliga och detaljerade uppgiftsunderlaget genom låne— ansökningarna gällande statliga bostadslån.

Hittills har också ställningstagandena till tidskoefficienten i första hand baserats på uppgifter rörande nyproduktionen av stats— belånade flerfamiljshus (låneunderlagsgrup- pens material samt värderingskoefficien- ten). Från bostadsstyrelsens sida har också den uppfattningen framförts att det åtmins- tone tills vidare skulle vara tillfyllest med en indexberäkning omfattande endast ny— produktionen av flerfamiljshus såsom un- derlag för fastställande av tidskoefficienten.

Med hänsyn till olikheter i förutsättning- arna för produktionen kan emellertid skill- nader av icke oväsentlig betydelse komma att uppstå mellan prisutvecklingen för olika kategorier av bostadshus, såsom flerfamiljs- hus och småhus samt även i viss mån ex- ploateringsobjekt och saneringsobjekt. Ett hänsynstagande härtill förutsätter dock ej införande av särskilda tidskoefficienter för dessa kategorier av hus och arbeten. Möj- lighet finns nämligen att inom ramen för bostadsstyrelsens beräkningsmetod korrige- ra för effekterna av sådana olikheter på annat sätt. Sålunda kan, om så skulle anses önskvärt, hänsyn till olikheter i prisutveck- lingen för skilda grupper av hus och ar- beten i stället tas genom särskilda på lämp— ligt sätt anpassade schablontillägg för des— sa grupper.

Kommittén har av ovan anförda skäl fortsättningsvis utgått från att det endast skall finnas en tidskoefficient i samband med den statliga bostadslångivningen och att denna tills vidare i första hand skall ba- seras på index för flerfamiljshus.

För att på sätt som antytts ovan erfor- derlig hänsyn skall kunna tas till att pris— utvecklingen för andra grupper av hus kan

komma att avvika från den för flerfamiljs- hus erfordras indexberäkningar för vissa sådana grupper. Från bostadsstyrelsens sida har uttryckts önskemål i första hand om att indexberäkningar i framtiden skall utföras även för gruppbyggda småhus. Med hän- syn till att de seriebyggda flerfamiljshusen kan förmodas komma att uppvisa en an- nan produktivitetsutveckling än övriga »van- liga» flerfamiljshus kan det vara befogat att även särskilja dessa i beräkningarna. På- börjandet av en sådan indexserie torde dock kunna anstå till dess deras andel i bostads- produktionen, som synes vara på tillväxt, blivit mera betydande och därmed också större underlag för beräkning av en serie för sådana projekt föreligger.

Ehuru det i princip vore önskvärt att sär- skilda beräkningar också kunde göras dels för styckebyggda småhus, dels för ombygg- nadsverksamhet har bostadsstyrelsen ej framfört önskemål härom, då styrelsen an- sett sådana beräkningar ej vara praktiskt genomförbara, beroende i första hand på bristfälligheter i det material som för när- varande finns tillgängligt och på vilket så- dana beräkningar skulle kunna tänkas grun- das. Därtill kommer den principiella svå- righeten som ligger i att värdera ägarens egna arbetsinsatser som är vanligt förekom- mande då det gäller uppförandet av stycke- byggda småhus. Kommittén har även fun- nit att avsevärda praktiska svårigheter före- ligger att beräkna särskilda indextal för des- sa kategorier av hus och byggnadsarbeten. Behovet av sådana indextal är — i varje fall för tidskoefficientens vidkommande ej heller särskilt framträdande.

Beräkningsunderlaget för tidskoefficien- ten bör vidare omfatta enbart husbyggnads- kostnadema, alltså inte kostnader för mark och grund. Statligt lån för sådana kost- nader regleras nämligen enbart till viss del med tidskoefficienten. Lånets storlek be- stämmes på denna punkt huvudsakligen ge- nom schablonbelopp som fastställes av läns- bostadsnämnderna med ledning av vad de enskilda kommunerna anger som aktuella priser för exploaterad mark, schabloner som ändras vid behov, t.ex. vid utbyggnad av

För samtliga grupper av bostadshus och arbeten gäller att skillnader i prisnivå och prisutveckling kan föreligga mellan olika geografiska regioner. Till föreliggande skill- nader i prisnivå tas, såsom berörts i det fö- regående, i princip hänsyn vid låneunder— lags- och pantvärdeberäkningama genom tillämpandet av bostadsstyrelsens ortskoeffi- cienter. Frågan om det statistiska underlag som erfordras för fastställande i framtiden av nya ortskoefficienter diskuteras närmare i avsnitt 4.2.3. Slutsatsen därvid och i den följande behandlingen av denna fråga är att detta behov kan tillgodoses genom special- undersökningar genomförda med vissa års mellanrum. Behov kan emellertid därutöver föreligga av att mera löpande följa utveck— lingen för vissa regioner. Genom sådana be- räkningar skulle man bl.a. kunna erhålla ett underlag för en bedömning av behovet av en revidering av gällande system av orts— koefficienter.

Enligt låneunderlagsgruppens undersök- ningar och bostadsstyrelsens bedömningar har under senare år skillnaderna i bygg- nadspriser mellan olika orter tenderat att minska. Man anser också att priserna för byggnadsmaterial utom för de allra nord- ligaste länen är ungefär desamma för hela landet. Däremot har man hos bostadssty- relsen kunnat konstatera att mellanlokala skillnader i löneglidning och i produktivi- tetsutveckling kunnat uppstå från tid till an— nan. Speciellt gäller det att de tre storstads- regionerna, dvs. Stockholms-, Göteborgs- och Malmöregionerna, kunnat uppvisa från landet i övrigt avvikande utvecklingstenden- ser. Förutom av en riksindex är det därför behov av att särskilda delindexar beräknas bl.a. för dessa områden. I övrigt bedömer bostadsstyrelsen det vara tillfyllest om man i de reguljära beräkningarna delar upp lan- det i övrigt i tre delar, i princip omfattan- de södra Sverige, mellersta Sverige och nor- ra Sverige, varvid regiongränserna bör läg- gas med anknytning till existerande läns- gränser. Sammanlagt skulle på så sätt erhål— las sex olika regioner.

De i det föregående diskuterade delindex-

arna har avsett indelningar efter områden där olika prisutveckling sannolikt kan före- komma, men där vid beslut om utformning av ett visst projekt valmöjlighet i allmänhet icke föreligger. T. ex. kan man inte förlägga seriebyggda flerfamiljshus till en tomt som enbart rymmer ett eller ett par »vanliga» flerfamiljshus, inte heller kan man välja mel— lan att bygga ett objekt i södra eller norra Sverige. Då det gäller andra slag av indel- ningar av bostadsbyggandet i kategorier för vilka prisutvecklingen kan vara olika (t. ex. indelning efter olika byggherrekategorier, efter olika upphandlingssätt eller efter olika produktionsmetoder), föreligger enligt bo— stadsstyrelsens framförda uppfattning ej be- hov av delindexar såsom underlag för ställ— ningstagande till tidskoefficienten. Den pris- mässigt mest konkurrenskraftiga av dessa olika förfaranden och metoder etc. bör allt- eftersom de erövrar marknaden ges ökad betydelse vid beräkningen av de statliga bo- stadslånen. Ett isärhållande av dessa katego- rier i beräkningarna är därför i varje fall av underordnat intresse för här diskuterade ändamål.

4.2.2.3 Val av indextyp

Härmed åsyftas i första hand frågan om va- let mellan byggnadspris-, byggnadskostnads- och faktorprisindex samt i förekommande fall valet mellan byggherreorienterade och producentorienterade indexformer.

Låneunderlag och pantvärde, som skall regleras med tidskoefficienten, skall med vissa begränsade undantag för lyxutrustning o. d. knyta an till de priser som byggherrar- na faktiskt får betala för uppförandet av si— na hus. Vid fastställandet av tidskoefficien- ten torde därför, om man vill uppnå bästa möjliga prisföljsamhet, det principiellt rik- tiga vara att knyta an till en byggnadspris- index.

Den synpunkten har hävdats, att det är olämpligt att använda en byggnadsprisin- dex såsom underlag för reglering av tids- koefficienten med hänsyn till den risk för s.k. cirkeleffekter som härigenom skulle kunna uppstå. Tanken är därvid, att om

byggherren och byggnadsentreprenören vet, att en prishöjning påverkar byggnadspris- index och denna i sin tur tidskoefficienten, och att det på så sätt automatiskt skapas förbättrade möjligheter för byggherren att genom ökade lån betala det högre priset, kan detta leda till minskad motståndskraft mot prishöjningar. Från denna synpunkt framstår det principiellt som mindre risk- fyllt om en byggnadskostnadsindex — om en sådan kan beräknas — i stället för en byggnadsprisindex används såsom underlag för fastställandet av tidskoefficienten. En sådan index kan nämligen icke direkt på— verkas av entreprenören genom prissättning— en på de av honom utförda byggnads- och anläggningsarbetena. Skall cirkeleffekter här kunna uppkomma måste de gripa tillbaka i det tidigare produktionsledet, dvs. på pri- serna av byggnadsämnesvaror.

Den anförda invändningen mot byggnads- prisindex bygger på den förutsättningen att tidskoefficienten i huvudsak automatiskt an- passas till de prisförändringar som indexen anger. Kommittén har dock, som framhål- lits i det föregående, utgått från att det ut- tryckligen är avsikten, att det icke skall ske en automatisk anpassning, utan att vid fast- ställande av tidskoefficienten även andra hänsyn kommer att tas. Exempelvis kan man, även bortsett från problemet med cir- keleffekter, vilja undvika att göra anpass- ningar till prisförändringar som man bedö- mer såsom tillfälliga och icke på längre sikt bestående.

Mot denna bakgrund och även av andra skäl torde det enligt kommitténs mening i praktiken föreligga små risker för ovan- nämnda cirkeleffekter. Bland annat torde det nämligen ej heller vara rimligt att för- utsätta att byggnadsproducenterna i allmän- het vare sig skulle vilja eller kunna bortse från konkurrensmomentet i anbudsgivning- en för att försöka höja tidskoefficienten, i synnerhet som en eventuellt förhöjd tids- koefficient i allmänhet ej kommer att till- lämpas på de låneärenden som anbuden i fråga gäller.

Kommittén finner följaktligen att bygg— nadsprisindex såväl principiellt som opera-

tivt är den indextyp som i första hand bör utgöra underlag för fastställande av tids- koefficienten. Det framstår emellertid mot bakgrund av det sagda givetvis såsom vär- defullt, om man vid fastställandet av tids- koefficienten även har tillgång till informa- tion om prisutvecklingen i enlighet med en byggnadskostnadsindex. Även uppgift om prisutvecklingen enligt en faktorprisindex torde vara av intresse i sammanhanget.

4.2.2.4 Kvalitetsvärderingsprinciper och förskjutningseffekter

Vad gäller frågan om kvalitetsvärderingen åsyftas i första hand valet mellan produ- centorienterade och byggherreorienterade värderingsprinciper. De förskjutningseffek- ter (se avsnitt 2.3.3.4) som i samband här- med bör diskuteras gäller främst förskjut- ningar mellan

i regioner (hög- och lågprisområden) ii exploateringsobjekt;saneringsobjekt iii projektstorlekar markkvaliteter (grundläggningssätt) byggherrekategorier entreprenadformer upphandlingsformer prisbestämningssätt hustyper byggnadsmetoder (platsbyggda hus; prefabricerade)

Vid fastställande av låneunderlag och pantvärde och således vid beräkningen av de indexar som skall ligga till grund för tidskoefficientens fastställande, skall kvali- tetsvärderingen i princip vara byggherre- orienterad. Den skall därvid omfatta såväl nyttjarvariabler, som karakteriserar bostads- tjänsterna, som drifts— och underhållsvariab- ler, som påverkar husets driftsekonomi.

Vid beräkning av låneunderlag och pant- värde gäller att sådana nyttigheter skall in- räknas som uppenbart är till gagn för de boende (t. ex. sanitär utrustning, köks- och kylutrustning). Andra nyttigheter kan utgö- ras av tekniska förändringar som påtagligt ger huset eller dess byggnadsdelar en posi- tivt förändrad funktion för där boende eller

lägre driftskostnader eller längre livslängd för huset. Samtliga nyttigheter enligt ovan avses beaktas i pantvärdet genom att fort- löpande justeringar sker av bostadsstyrel- sens beräkningsmetod genom ändring av schablonvärdena eller genom införande av nya schablonbelopp. Standardförändringar, som sammanhänger med variationer i före- komsten av nyttigheter av det slag som så- lunda vid pantvärdeberäkningen beaktas ge- nom särskilda schablonvärden eller på an- nat sätt, bör vid beräkning av den bygg- nadsprisindex som skall användas som un— derlag vid fixering av tidskoefficienten be- handlas såsom kvalitetsvariabler.

Det är möjligt att även vissa »lyxiga» el— ler oekonomiska utföranden som inte beak- tas i pantvärdeberäkningen kan komma att ingå i beräkningsunderlaget för byggnads- prisindex. I princip borde prisförändringar för dessa utföranden inte få påverka tids- koefficienten. Omfattningen av sådan utan- för pantvärdet liggande utrustning m.m. torde dock i varje fall för närvarande vara av förhållandevis ringa omfattning. Detta problem torde därför inte ha någon nämn- värd betydelse i ett stort material. Företeel— sen bör dock hållas under uppsikt, närmast därför att det, i de fall sådan överstandard förekommer, kan föreligga risk för fel i in- dexberäkningarna till följd av brist i överens— stämmelsen mellan kostnader och registre- rade kvalitetsvariabler. I den mån man icke kan komplettera kvalitetsregistreringen torde detta problem få lösas så att hela det pro- jekt som det gäller utesluts ur beräknings- underlaget, vilket automatiskt blir fallet för bostadshus som ej beviljats statliga lån. För närvarande torde någon gallring härutöver på grund av »överstandard» knappast be- höva förekomma.

Variation och förändringar i byggnadsde— lamas tekniska utförande (t. ex. nya golvbe- läggningar och väggbeklädnader, ändrade inredningssnickerier o.d.) ävensom teknis- ka variationer och förändringar i husets stomme utan påtaglig förändring av boen- defunktionen eller driftskostnadema beak— tas inte i pantvärdeberäkningen genom schablonvärden. Dessa variabler är, såvida

de inte medför en högre grad av generalitet hos huset eller större flexibilitet med tan- ke på ev. framtida ombyggnad, icke heller att betrakta såsom kvalitetsvariabler sett ur byggherrens synpunkt. Effekten av dessa variationer och förändringar på kostnader- na att bygga ett hus bör sålunda betraktas såsom prisförändringar och slå ut i bygg"- nadsprisindex.

Beträffande behandlingen av olika slag av förskjutningar kan följande konstateras. Förskjutningar mellan andelen exploate- rings- och saneringsprojekt liksom mellan högpris- och lågprisområden bör i detta sammanhang betraktas såsom kvalitets- och volymförändringar av bostadsproduktio— nen. Effekten av sådana förskjutningar på prisindex bör sålunda elimineras. Betydel- sen härav är uppenbar. Om så icke skedde, skulle t.ex. en förskjutning av bostadsbyg- gandet från låg- till högprisområden ge ut- slag i index i form av en prisstegring, utan att någon motsvarande prisstegring ägt rum vare sig i lågprisområdet eller högprisom- rådet. Detta skulle då kunna leda till en helt oberättigad uppräkning av låneunderla- get. Motsvarande gäller förskjutningar mel-

lan sanerings- och exploateringsområden. Annorlunda är förhållandena beträffan-

de andra slag av förskjutningar, såsom för-

skjutningar mellan byggherrekategorier, byggnadstyper, husbyggnadssätt, projektstor- lekar och olika markkvaliteter. Effekterna av dessa förskjutningar på de genomsnittli- ga byggnadskostnaderna bör få slå ut i byggnadsprisindex för tidskoefficienten ef- tersom det här sett ur byggherrens synpunkt uppenbarligen icke är fråga om kvalitets- skillnader mellan de olika byggnaderna. I den mån sådana kvalitetsskillnader förelig— ger bör hänsyn till dessa ha tagits genom andra variabler.

4.2.2.5 Periodicitet

De beräkningsgrunder och periodiciteter i beräkningarna som i första hand kan vara aktuella är år, halvår, kvartal och månad.

Låneunderlagskoefficienten fastställdes, som nämnts, med intervall om ett halvt till

drygt ett år; tidskoefficienten var oföränd- rad under hela perioden 1968—1970. Sett mot den bakgrunden skulle det vara tillfyl- lest med halvårsvisa beräkningar av bygg- nadsprisindex. Möjlighet att avläsa prisut- vecklingen över kortare perioder bör dock finnas även om man mera sällan förändrar tidskoefficienten. Från bostadsstyrelsens si— da har också framförts önskemålet om att beräkningar skall göras tätare för att möj- liggöra kontinuerliga omprövningar av tids- koefficienten. Enligt styrelsens uppfattning framstår det sålunda såsom ett minimikrav att kvartalsvisa beräkningar görs av den byggnadsprisindex som skall användas så— som underlag för ställningstagande till tids- koefficienten.

4.2.2.6 Beräkningsunderlag källor, objektval, beräkningsenhet och period- anknytning

Härunder behandlas bl.a. dels frågan om beräkningarna bör baseras på förhandskal- kyler såsom anbud eller kontrakt eller på beräkning av slutlig kostnad, dels frågan om beräkningarna bör periodiceras med hänsyn till tidpunkten för arbetets påbörjande, dess avslutande eller med hänsyn till arbetets ut- förande.

Med hänsyn till de principer som för när- varande används beträffande fixeringen av låneunderlag och pantvärde borde dessa be- räkningar vid fullständig prisföljsamhet ba- seras på prisläget vid det tillfälle då arbetet med huset påbörjas. Även om det är prin- cipiellt riktigt är det dock uppenbart prak- tiskt svårutförbart att basera beräkningarna av låneunderlag och pantvärde för ett pre- liminärt beslut på en prisindex beräknad med utgångspunkt från anbuds— eller kon- traktsummor för projekt som skall påbör- jas under den period som det preliminära pantvärdet avser. Detta problem undviks också delvis genom nuvarande praxis enligt vilken man låter alla preliminära lånebeslut baseras på den tidskoefficient som senast fastställts. En justering sker vid det slutliga beslutet om det då visar sig att tidskoeffi- cienten var en annan då respektive hus på-

börjades. Den index som skall användas så- som underlag för fastställande av tidskoeffi— cienten bör sålunda anknyta till påbörjan— detidpunkten och vara baserad på de priser som vid detta tillfälle bedömes gälla för lå- neärendet. Detta framkommer genom an- bud eller kontrakt.

De prisuppgifter som framgår av kon- trakt borde i princip både ge bättre preci— sion och närmare anknyta till påbörjande- tidpunkten än de uppgifter som framgår av anbud. Kontraktsuppgifterna är emellertid ej kända vid behandlingen av låneärendena som innehåller anbudspriser eller motsva- rande kalkylerade priser i de fall anbuds- infordran ej är aktuell. Självfallet kan kon- traktsuppgifter inte ifrågakomma när det gäller egenregibyggande eller löpande räk- ningsförfarande. En särskild senare inford- ran och bearbetning av kontraktsuppgifter för de fall då kontraktssumma avtalas skulle rent praktiskt innebära ett betydande mer- arbete, i synnerhet som skillnader mellan anbudspris och kontraktspris kan bero på utförandeändringar. I så fall skulle kon- traktspriserna eventuellt komma att vara sämre anpassade till uppgifterna i den preli- minära låneansökan än anbudspriserna om inte också dessa uppgifter korrigeras. En in- dex baserad på anbudsuppgifter skulle sålun— da kunna beräknas betydligt tidigare efter respektive indexperiods slut än en index ba- serad på kontraktsuppgifter. En kvartals- index beräknad på kontraktsuppgifter skulle däremot sannolikt ej vara aktuell i tillfreds- ställande grad.

Genom att beräkna den index som skall utgöra underlag för tidskoefficienten på an— budssummor eller motsvarande i stället för på kontraktssummor vinner man följaktli— gen både i aktualitet och kostnader. En på anbudsuppgifter baserad index har emeller- tid den nackdelen att den i princip icke kan anknytas till påbörjandetidpunkten. Härige— nom skulle nämligen en felaktig bild av den verkliga prisutvecklingen erhållas som följd av att låneärenden som påbörjas sent i förhållande till anbudstillfället skulle till— föra beräkningsunderlaget inaktuella pris- uppgifter. Dessa skulle W'sserligen kunna

framräknas med faktorprisindex, vilket emellertid ej är principiellt riktigt då det gäller byggnadspriser. Då tidpunkten för det preliminära beslutet och påbörjandetidpunk— ten genomsnittligt visat sig ligga relativt nä- ra varandra torde en mer tillfredsställande utväg vara att anknyta den på anbudsupp— gifter baserade indexen till det preliminära bcslutstillfället och övervaka att anbuds- uppgifterna eller motsvarande kalkyler i de preliminära låneansökningarna är aktuella. På så vis skulle man sannolikt kunna upp- nå ungefär samma grad av tidsanpassning för anbudssumma/preliminärt beslutstillfäl- le som för kontraktssumma/påbörjandetid- punkt.

Den alternativa möjligheten som princi- piellt, ehuru knappast praktiskt, skulle kun- na föreligga då det gäller slutligt beslut vo- re att basera indexberäkningarna på slut— kostnaderna för de hus som påbörjats under samma period som huset i fråga. Ett sådant förfarande skulle medföra att slutligt beslut i allmänhet ej kan meddelas tidigare än 2 år 3 år efter respektive hus färdigställande och skulle dessutom strida mot den princip som för närvarande tillämpas då det gäller fast- ställande av låneunderlag och pantvärde, nämligen att detta icke bör påverkas av eventuella prisförändringar under byggnads- perioden. Huruvida sådana prisförändring- ar kommer att ge utslag i beräkningar ut- förda på grundval av slutkostnad beror dock givetvis på om fast pris utan index- reglering tillämpas eller icke. Om effekten av sådana prisförändringar elimineras, där- för att de enligt gällande prisregleringsme- tod icke skall beaktas vid fastställande av låneunderlag och pantvärde, återstår dock frågan om slutkostnad i andra avseen— den med hänsyn till uppgifternas kvalitet är överlägsen uppgifterna enligt anbud eller kontrakt, t. ex. på grund av de sistnämnda uppgifternas större osäkerhet i priskalkyl och projektbeskrivning. En undersökning1 som

1 Undersökningen avsåg en jämförelse mellan preliminär och slutlig produktionskostnad för hus med preliminärt lånebeslut 1964. Man fann bl. a. en genomsnittlig kostnadsskillnad på 12 % (ovägt medeltal) mellan preliminär och

utförts inom byggnadsforskningsinstitutet vi- sar att skillnader föreligger och indikerar att det kan finnas anledning att till komplette- ring av preliminära beräkningar baserade på aktuellt material göra definitiva beräkning— ar, då uppgifter om slutlig kostnad förelig- ger i tillräcklig omfattning. Om det därvid skulle visa sig, att den på slutlig kostnad baserade serien ger en annan prisutveck- ling än den som framgår av de preliminära beräkningarna, kan hänsyn tas till detta vid fastställandet av de framtida tidskoefficien- terna.

4.2.3 Ortskoefficienter vid beräkning av låneunderlag och pantvärde

Vid beräkning av låneunderlag och pant— värde används, såsom nämnts, ett systern av ortskoefficienter för att anpassa beräk- ningarna till regionala olikheter i byggnads— kostnadema. Ortskoefficienterna fastställs av bostadsstyrelsen i huvudsak länsvis eller länsgruppvis men i vissa fall även kom- munvis eller kommunblocksvis. Anledning- en till att man kan behöva olika ortskoeffi- cienter för olika kommuner inom ett län är att i vissa fall väsentliga prisskillnader kan förekomma mellan olika orter t. ex. på grund av varierande transportvägar för byggnadsmaterial, varierande tillgång på ar- betskraft eller varierande förutsättningar för upprättande av byggarbetsplatser. Däremot synes inte olika priser på byggnadsmaterial (exklusive transportkostnader) mellan olika orter inom ett län förekomma i någon nämnvärd utsträckning.

Man har inom bostadsstyrelsen observe- rat att de mellanlokala skillnader i löneglid- ning, produktivitetsutveckling och mark- nadsläge som uppstår från tid till annan ofta är tillfälliga och således överlagrar en

slutlig låneansökan. Medelfelet i kostnads- skillnaden var relativt stort (11 %). En på- gående undersökning avseende hus med pre— liminärt lånebeslut 1968 tyder dock, för de 60 först behandlade ärendena av totalt ca 900, på en lägre genomsnittlig kostnadsskillnad (4 % med medelfelet 7 %). Se vidare bilaga 7.

mera bestående regional prisskillnad. Bl. a. av denna anledning önskar bostadsstyrelsen ej att ortskoefficientema automatiskt skall följa någon byggnadsindex utan som hittills vara föremål för styrelsens överväganden och beslut. Som underlag för dessa beslut önskar man emellertid ha tillgång till kon- våindexar av nyssnämnt slag för mindre områden med längre tidsmellanrum.

Såväl de årsvisa nivåindexama för större områden som nivåindexama för mindre om- tinuerliga och normerade mätvärden såsom regionala nivåindexar.

Bostadsstyrelsen behöver således en in- dex av typ nivåindex dels för större regio- ner såsom län, dels i vissa fall för mindre regioner såsom kommuner som underlag för bestämning av de ortskoefficienter som används vid beräkningen av låneunderlag och pantvärde. Dessa nivåindexar bör i princip vara konsistenta med den tidsindex som avses ligga till grund för ställningsta- ganden rörande tidskoefficienten. De bör sålunda, som framgått av det föregående (av- snitt 4.2.2), vara av karaktären byggnads- prisindex och även i övrigt i tillämpliga de- lar beräknas efter samma principer som gäller för nämnda tidsindex.

Regionala byggnadsprisindexar av nivåin- dextyp torde kunna beräknas årsvis vad gäller större områden såsom län eller läns- grupper, vilket skulle vara tillfyllest för bo— stadsstyrelsens behov. Vad gäller mindre områden såsom kommuner eller kommun- block torde man inte kunna beräkna sådana indexar årsvis på grund av att man inom dessa små celler inte skulle få ett tillfreds- ställande stort beräkningsunderlag.

En tänkbar möjlighet skulle vara att be- räkna särskilda nivåindexar för de mindre regioner som kommer i fråga som ett ge- nomsnitt av byggnadspriserna för likvärdiga bostäder under flera är, t. ex. för 5-årsperio— der. Denna beräkning skulle i övrigt utfö- ras enligt samma beräkningsprinciper och på grundval av samma beräkningsunderlag som gäller för de årsvisa nivåindexarna un— der den aktuella tiden. För bostadsstyrel- sens behov bedöms det vara tillfyllest att vid sidan av årsvisa regionala nivåindexar för

större områden ha tillgång till regionala ni- råden bör för bostadsstyrelsens behov be- räknas både för flerfamiljshus och för gruppbyggda småhus.

Behov av regionala nivåindexar förekom- mer även i andra sammanhang än för be- räkning av låneunderlag och pantvärde, så— som vid jämförelse eller transformering av kalkyler mellan olika orter, se avsnitt 4.2.5. Även andra slag av nivåindexar, såsom för olika byggherrekategorier, olika entrepre- nadformer, olika byggmetoder etc., efter— frågas t.ex. för låneunderlagsgruppens ar— bete, se avsnitt 4.4.3.

4.2.4 Paritetstalen

4.2.4.1 Paritetstalens funktion och konstruktion

Genom riksdagens beslut med anledning av Kungl. Maj:ts proposition 1967:100 och därav följande bestämmelser i 33 & bostads— lånekungörelsen och 14 5 räntelånekungö- relsen (SFS 552 och 553 år 1967) har in- förts s.k. paritetstal med utgångspunkt i vilka amorteringar av statliga bostadslån regleras.

Statistiska centralbyrån har att före den 1 december varje år inkomma till Kungl. Maj:t med beräkning och förslag i fråga om paritetstal för nästkommande kalenderår. Till centralbyrån har genom Kungl. Maj:ts föreskrift knutits en nämnd (paritetstals- nämnden) med uppgift att pröva och av- göra frågor rörande de allmänna principer— na för beräkningen av paritetstal.

Paritetstalen syftar till att i en bostads- marknad med förändrade byggnadspriser mäta, hur mycket kapitalkostnaderna (in- klusive mark- och exploateringskostnader) för tidigare byggda hus med statliga lån år— ligen bör ändras, för att dessa kostnader skall komma i paritet med motsvarande kostnader i nyproduktionen av bostäder. Vid paritetstalens beräkning skall därut- över enligt propositionen hänsyn tas till den årliga bruksvärdeminskningen på grund av att lägenheterna blir äldre.

För konstruktion av paritetstalen erford- ras i princip dels en prisindex för justering av kapitalkostnaderna i äldre hus till ny- produktionens prisnivå, dels en åldersfaktor för att hänsyn skall kunna tas till de äldre husens bruksvärdeminskning till följd av åldrande.

Frågan om åldersfaktoms konstruktion och beräkning faller inte under byggnadsin- dexkommitténs arbetsområde. Den här fort— satta framställningen kommer därför att be- gränsas till att gälla de behov och krav som paritetstalen ställer på en prisindex.

I bostadslånekungörelsens 33 & heter det:

»Omfördelning som avses i 32 5 skall ske i fråga om ränta och amortering på den del av fastighetskapialet, inbegripet låntagarens kapi- talinsats, som motsvarar låneunderlaget för ut- rymmen för bostadsändamål. I detta låneun- derlag inräknas låneunderlag för lokaler om det ej överstiger 10 000 kronor. Omfördelning- en skall avse hela lånetiden och sker på följan- de sätt.

Låntagarens årliga kostnad för ränta och amortering på nämnda del av fastighetskapita- let beräknas till det belopp som erhålles genom att kapitaldelen multipliceras med produkten av en basannuitet, som utgör en i procent ut- tryckt andel av samma kapitaldel, och ett pari- tetstal. Basannuiteten för lån för nybyggnad av småhus som skall bebos av låntagaren är 5,3 procent och för övriga lån för nybyggnad 5,1 procent. I fråga om lån för ombyggnad ut- gör basannuiteten det procenttal som beräknas medföra att lånet blir slutbetalat inom den amorteringstid som bestämts enligt 31 &. Pari- tetstalet bestämmes årligen av Kungl. Maj:t. . . .»

I enlighet härmed och i överensstämmel- se med Kungl. Maj:ts kungörelse den 5 de— cember 1969 (SFS 641) om paritetstal för år 1970 skall för varje år fastställas ett pa— ritetstal för var och en av de årgångar (till- baka t.o.m. 1967) för vilka paritetstalen förekommer. Paritetstalet för år 11 avseende hus färdigställda under år m skall här be- tecknas ,,,Pu.

Såsom framgått ovan skall paritetstalen för ett visst år fastställas före årets ingång (i december) för att tillämpas vid beräkning av låneamorteringarna under detta år. För- ändringen i paritetstalen från ett år till det

Hus färdig- Paritetstal för år ställda år

1968 1969

1970 n

1967 MP" = 1 "Pos '—

1968

upon '—

1969

"Pm = "Pm: Pm

”PW =1

"Pu-=

=P" 'P'Jo =Psa'P70'Pn- - -Pn—1'17u

GBPII': , , =P1o'P71n-Pn—1'Pn

"Pro =

=P71'---'Pn—1'Pn

n—sP—=.Pn—1'Pnb n-an=pn n-an'—l

påföljande har paritetstalsnämnden benämnt paritetslänk. I den fortsatta framställningen betecknas paritetslänken för förändringen från år (n—l) till år n med p".

Det skall här för enkelhets skull förut- sättas att paritetslänken är densamma för alla årgångar av hus. Under denna förut- sättning kan sambandet mellan paritetstal och paritetslänkar tecknas

um+1=1 (4.1)

mPn =pm+2 .pm+3 . ...nu..." 'Pn—l .p" (4.2)

Mzm+m

I tabell 4.2 åskådliggörs sambandet mel— lan paritetstal och paritetslänkar ytterligare.

Paritetstalsnämnden och statistiska cen- tralbyrån konstaterar:1

»Det är möjligt att med utgångspunkt från det angivna syftet med paritetstalet precisera hur detta idealt bör vara beskatfat. Av praktiska skäl är det emellertid nödvändigt att arbeta med en operationell definition som icke helt motsva- rar den ideala. Den operationella definitionen får ges karaktären av ett antal beräkningsregler, med hjälp av vilka beräknas ett paritetstal, vilket med tillräcklig approximation ansluter sig till det ideala paritetstalet. Beräkningsreglerna skulle bl. a. omfatta lixering av vilket slag av prisindexkonstruktion som skall användas, vilka

kategorier av hus som beräkningarna skall avse, vilka tidsperioder som skall jämföras vid be— räkningarna och vilket beräkningsunderlag som skall användas. Paritetstalsnämnden har be- handlat vissa av dessa frågor.» .

Paritetstalsnämnden har sålunda i anslut— ning till beräkningen av 1969 års paritets- tal behandlat 0ch tagit ställning till vissa principfrågor. Kommitténs framställning i de följande avsnitten bygger i allt väsentligt på nämndens ställningstaganden och centralby— råns framställningar i frågan. Nämndens principbeslut är delvis preliminära i avvak- tan dels på resultaten av byggnadsindex- kommitténs arbete, dels på ett ställningsé tagande till åldersfaktoms. utformning, dels också på att beräkningar på grundval av slutpris skall kunna utföras. Vid de beräk- ningar som statistiska centralbyrån, efter paritetstalsnämndens godkännande, utfört för 1969 har, som nämnts, utnyttjats del- resultat från de försöksvisa beräkningar som kommittén utfört och redovisat i avsnitt 5.3. För 1970 och 1971 års paritetstal har be- räkningar efter samma principer utförts av' statistiska centralbyrån. Resultatet av dessa redovisas i bilaga 9.

1 Paritetstalsnämndens protokoll den 25 oktober 1968 och statistiska centralbyråns skri- velse till Konungen den 26 november 1968 angående paritetstalet för år 1969.

4.2.4.2 Population och delindex

Paritetstalen är aktuella för alla bostadshus som erhåller vad som brukar kallas »pari- tetslån», dvs. i första hand statligt bostads- lån för vilket räntebetalning och amorte— ring skall omfördelas i tiden enligt reglerna härför i bostadslånekungörelsens 33 5.

' Statliga bostadslån, som beviljas efter den 1 januari 1968, är paritetslån för nybygg- nad av flerfamiljshus och av småhus som skall hyras ut eller upplåtas med bostads- rätt. Ett par smärre undantag från denna regel förekommer dock. Vidare kan pari- tetslån utgå för nybyggda småhus som bebos av låntagaren, om denne så begär. Även för ombyggda flerfamiljshus och småhus kan bostadslånet i vissa fall utgöra paritets- lån. Slutligen kan även för vissa äldre hus (färdigställda 1958—1968) beviljas räntelån som. beräknas och småningom återbetalas enligt i princip samma regler som gäller för paritetslån. För dessa hus är dock utgångs- läget för paritetsberäkningama tills vidare detsamma som för den första årgång av ny- byggda hus för vilken paritetslån beviljas. . Från principiella utgångspunkter bör en- ligt paritetstalens syfte populationen för de

ideala paritetstalsberäkningarna omfatta samtliga statligt belånade nybyggda bostads- hus under aktuell period, som avses hyras ut eller upplåtas med bostadsrätt.

Ehuru paritetslån såsom framgått ovan'i viss "utsträckning beviljas även för småhus har paritetstalsnämnden ansett det vara acceptabelt och beslutat, att populationen för paritetstalen Iskall begränsastill »statligt belånade flerfamiljshus i hela landet».

* Prisutvecklingen _för småhus — såväl styckebyggda som gruppbyggda kommer alltså ejiatt' påverka paritetstalen, även om den skulle visa sig. skild från utvecklingen för flerfamiljshus. Skulle, så vara fallet kom- mer paritet i fråga om kapitalkostnaderna emellertid ej att råda mellan olika årgångar av småhus. Denna fråga kan ha viss bety- delse främst för de gruppbyggda småhusen som upplåtes med hyresrätt eller bostadsrätt. Ehuru andra indexar än för flerfamiljshus enligt paritetstalsnämndens beslut ej erford-

ras för paritetstalens bestämning är det så- lunda av intresse för nämnden och ansva- riga myndigheter att följa prisutvecklingen även för andra kategorier av bostadshus, för att kunna bedöma dessa förhållanden.

Beräkningsunderlaget för paritetstalens prisindex skall principiellt omfatta såväl mark som grund- och husbyggnadsarbeten, eftersom paritetstalen avses reglera kapital- kostnadsskillnader mellan olika årgångar av bostadshus beroende av förändringar inom samtliga dessa kostnadsslag. Paritetstals- nämnden har också fattat ett sådant prin— cipbeslut.

Bortsett från antydda behov av indexse- rier för att följa prisutvecklingen för vissa kategorier av småhus, föreligger för pari- tetstalen icke behov av några delindex.

4.2.4.3 Val av indextyp och kvalitetsvärde— ringsprinciper

Vilken av de tre huvudkategorierna av byggnadsindex som erfordras för paritets- talen framgår entydigt av syftet med dessa. Eftersom kapitalkostnaderna, vilkas fördel- ning i tiden paritetstalen skall reglera, be— rörs av husens priser inklusive producentens vinstmarginaler bör i princip en byggnads- prisindex användas vid framräkningen av paritetstalen. Paritetstalsnämnden har också preliminärt, i avvaktan på kommitténs förslag till indexkonstruktioner beslutat så.

Vid kvalitetsvärderingen skall såsom visats i av statistiska centralbyrån utförda och i paritetstalsnämnden behandlade ut- redningar hänsyn tas såväl till sådana fak- torer som konstituerar boendestandarden som till sådana som bestämmer drifts- och underhållskostnadema och i princip även till sådana tekniska faktorer som bestäm- mer husets livslängd. Att kvalitetsvärdering- en skall vara byggherreorienterad är uppen- bart. Det gäller ju att med hjälp av pari- tetstalen reglera kapitalkostnaderna så att förutsättningar skapas för hyresparitet mel— lan lägenheter med samma »bruksvärde», dvs. från konsumenternas synpunkt likvärdi- ga bostäder.

I avsnitt 4.2.2.4 har frågan om vissa för- skjutningseffekters inverkan på byggnads- prisindex berörts i samband med tidskoef- ficienten. För paritetstalens del torde det vara självklart att liksom för tidskoeffi- cienten effekten på priserna av sådana förskjutningar som kan ha samband med rationaliseringseffekter inom byggandet, så- som förändring av byggnadstyper, bygg- nadssätt, projektstorlek, grundläggningsför- hållanden etc., skall slå igenom i byggnads- prisindexen.

När det däremot gäller förskjutningar i bostadsbyggandets fördelning mellan regio- ner med lägre och regioner med högre bygg— nadskostnader bör inte den byggnadsprisin- dex som skall användas för paritetstalen på- verkas. Skälen härför är i princip desamma som anförts beträffande tidskoefficienten. Det inses omedelbart om man betraktar en situation där byggnadspriserna i alla regio- ner är oförändrade från en tidpunkt till en annan, men där en överflyttning inträffat av byggandet från lågpris- till högprisom— råden. Om man antar att hyresparitet var rådande innan nämnda förskjutning inträf— fade och förändringen finge slå igenom i paritetstalen och höja bostadskostnaderna för tidigare byggda bostäder i jämförelse med de senast byggda, skulle hyresparitet ej komma att föreligga mellan dessa två grupper av bostäder.

För paritetstalens del bör alltså, i över- ensstämmelse med vad som anförts beträfi fande tidskoefficienten, förskjutningar av byggandet mellan högpris- och lågprisom- råden till vilka även förskjutningar mel— lan andelen sanerings- och exploateringsob- jekt kan räknas elimineras vid beräkning— en av byggnadsprisindex så att de ej påverå kar indexen.

Vad som ovan konstaterats överensstäm- mer med paritetstalsnämndens i dessa frå- gor träffade beslut.

4. 2.4.5 Beräkningsunderlag och periodisering

Enligt de bestämmelser som gäller för pa; ritetstalens tillämpning skall tidpunkten för ett hus färdigställande vara avgörande för vilket paritetstal som skall tillämpas på ifrågavarande hus.. Idealt bör den genom index mätta prisnivån för hus färdigställda ett visst kalenderår (t—l) ligga till grund för beräkningen av paritetstalen ,P, för påföl— jande kalenderår (l). På så vis kommer ka- pitalkostnaderna för alla årgångar av bo- stadshus som färdigställts tidigare än år t—l ' att år t ställas i paritet med kapitalkostna- derna för hus av årgång t—l. Dessa senares kapitalkostnader utgör under år I det för respektive hus fastställda låneunderlaget multiplicerat med basannuiteten. . .

Den pa'ritetslänk p, s'om sålunda behöver beräknas för framskrivning av paritetstals- seriema (en för varje färdigställandeårg'ång) från PH till P, skall sålunda idealt avse prisläget för bostadshus färdigställda under år t—l i jämförelse med bostadshus färdig-Å ställda under närmast föregående år, t—2. Denna ideala regel _är emellertid ej möjlig att helt förverkliga. Förslaget 'till paritetstal för år t skall nämligen vara avlämnat före den 1 december år t—l. På administrativa skäl grundade önskemål har dessutom fram- förts om att beräkningarna och Kungl. Maj: ts ställningstagande skall ytterligare ti-. digareläggas.

Paritetstalsnämnden har i sina diskussioi ner preliminärt utgått från att de under de' tre första kvartalen färdigställda bostadsen- heterna samt de för fjärde kvartalet beräk- nade färdigställda bostadsenhetema för b'e- råkningsåret (t—l) vid beräkningen av pari- tetstalen (in) skall jämföras med de under närmast föregående kalenderår (t—2) fär,- digställda. Förslaget innebär således att man måste göra en prognos för färdigställande- tidpunkterna för en viss del av undersök- ningspopulationen. Det bygger också på för— utsättningen, att som underlag för beräk- ningar av en byggnadsprisindex kan an- vändas de till de preliminära låneansök- ningarna fogade anbuds'handlinga'rna 'eller i

varje fall uppgifter som finns tillgängliga i färdiggranskat och preparerat skick vid be— räkningstillfället.

' Förslaget utgår från förutsättningen att uppgifter som avser hus färdigställda t. o. m. utgången av september månad hinner be— aktas i beräkningarna. Skulle det visa sig att beräkningarna måste påbörjas tidigare än nämnden uppskattat får prognosdelen av beräkningsåret förlängas i motsvarande gran.

Eftersom" byggnadstiden för flerfamiljs-

hus 'är approximativt ett år, är en alterna— tiv metod att beräkna den preliminära pa- ritetslänken p, att jämföra prisläget för hus påbörjade år t—2 med prisläget för hus på— började år t—3. Denna metod har av be- räkningstekniska skäl provisoriskt tilläm- pats av statistiska centralbyrån vid beräk- ningarna av paritetstalen för 1969—1971. ' Paritetslänken pt' för ett visst aktuellt år Skulle vare sig den ena eller den andra av dessa metoder används beräknas utifrån anbudspriser (eller motsvarande kalkyl för i egen regi eller på löpande räkning bygg— d'a hus). I princip torde det finnas möjlig— het att alternativt basera dessa beräkningar på kontrakterade priser om uppgift härom insamlades. Uppgift'om slutlig kostnad för hus får man däremot för närvarande inte förrän'i vissa fall 2 ä 3 år efter färdigstäl- landet. Paritetstalsnämnden har därför'pre— liminärt beslutat att vid beräkningen med utgångspunkt i anbudspriserna korrigering skall ske med hänsyn till de kostnadsför- ändringar som kan beräknas ha ägt rum under byggnadstiden. Vid beräkning av pa- ritetstalen för åren 1969—1971 har denna korrigering gjorts med användande av sta- tistiska centralbyråns byggnadskostnadsin- dex (som är av typen faktorprisindex) för flerfamiljshus av sten. Denna justering till- lämpas endast för den andel av husen för vilken indexreglering under byggnadstiden förekommit. För de bostadshus som upp- handlas till'fast 'pris utan indexreglering (fixt pris) företas givetvis ingen sådan upp— räkning av anbudspriserna.

Det av paritetstalsnämnden förordade förfaringssättet med paritetslänkar beräkna-

de på preliminärt underlag förutsätter, så- som nämnden också konstaterat, att en me- tod utarbetas genom vilken eventuellt erfor- derliga korrigeringar kan genomföras, då uppgift om slutlig kostnad föreligger. Detta är motiverat med hänsyn till den förhållan- devis stora skillnad mellan preliminär och slutlig kostnad som konstaterats kunna före- ligga (se bilaga 7). Enligt nämndens upp- fattning bör emellertid dessa korrigeringar inte få medföra att tidigare fastställda pa- ritetstal ändras. Ändringarna bör nämligen icke få föranleda särskilda efterhandsdebi— teringar eller återbetalningar avseende un- der tidigare år redan betalda amorteringar och hyror. Korrigeringarna bör enligt nämn- dens förslag i stället inarbetas i paritetstals— beräkningarna för ett senare år på ett så- dant sätt att effekten på paritetsrelationer- na av de vid de preliminära beräkningarna uppkomna felen elimineras fr.o.m. detta senare år. Detta förfaringssätt förutsätter i princip att man arbetar med parietslänkar som (för samma tidsperiod) kan bli olika för olika årgångar av hus, då i annat fall även paritetsrelationerna för de årgångar av hus som ligger efter den årgång som korrigerats kommer att påverkas av korri- geringen och bli felaktiga.

4.2.5 Övriga behov tillhörande denna kategori

Uppräkning av värderingar, medelstilldel- ning etc. för bostäder förekommer, utöver vad som ovan beskrivits, främst i samband med försäkringar, bankvärderingar och kal— kyler av olika slag. I allmänhet torde an- passningar av detta slag böra ske med ut- gångspunkt i en byggnadsprisindex för bo- städer. Problemställningarna och därmed behoven är i många avseenden desamma som då det gäller frågan om indexunderlag för tidskoefficienten. Behov av faktorspris- index förekommer dock även.

Då de statligt belånade bostadshusen sva- rar för cirka 90 % av samtliga bostadslä— genheter, har flertalet intressenter, som kon- taktats i denna fråga, förklarat sig nöjda med en byggnadsprisindex för nybyggda

hus av det slag som erfordras såsom under- lag för tidskoefficienten. Då det gäller frå- gor, där man behöver ha information om prisutvecklingen för ombyggnader av hus, t.ex. i samband med brandskador, anser man sig godtagbart kunna reglera dessa approximativt med delindex till en fak- torprisindex. Frågan om utformning av index för dessa slag av arbeten behandlas dock inte i föreliggande betänkande.

Önskemål har vidare framkommit om re- gionala nivåindexar för omräkning av bl. a. kalkyler mellan olika huvudregioner och om en delindex till byggnadsprisindex som ej innefattar mark och om en delindex som enbart avser husbyggnaden. På en del håll önskar man helst även skilda serier av byggnadsprisindex för flerfamiljshus och småhus.

Faktorprisindex önskas som underlag för vissa kalkyler och för uppräkning av me- delsanslag till pågående byggnadsarbeten i händelse av entreprenadindexreglering eller löpande räkningsförfarande. Behov av sär— skilda faktorprisindexserier motsvarande i föregående stycke berörda delindexar före- ligger för uppräkning av vissa medelstilldel- ningar och kalkyler. För mer långsiktiga investeringskalkyler föreligger även behov av funktionsprisindex.

För de flesta behoven inom denna grupp erfordras enbart årsvärden, men i en del fall har man önskemål om eller intresse av även kvartalsvärden.

4.3 Byggnadsindex för reglering av kontrakt o. d.

Beträffande index för reglering av entre— prenadkontrakt (s.k. entreprenadindex, se kapitel 3) har den s. k. fastprisgruppen avgi- vit ett betänkande om »fixt pris» (: fast pris utan indexreglering) inom byggnads- branschen i maj 1968. Enligt fastprisgrup- pens förslag bör indexreglering i framtiden ej ske för statligt finansierade byggnads- och anläggningsarbeten om tiden från an- bud till färdigställande understiger två år. Denna tid borde enligt fastprisgruppen även kunna förlängas efter hand som parterna på

byggmarknaden vinner erfarenhet av att till— lämpa fasta priser utan indexreglering. Kungl. Maj:t har i cirkulär nr 134 av den 25 april 1969 förordnat som följer.

»Avtal om byggnads- eller anläggningsar- bete för statens behov skall, om tiden från anbudsdag till avtalad dag för färdigställande ej överstiger två år, slutas till fast pris utan indexreglering. Förbehåll om ändring av pri- set får dock göras för dels kostnadsändring på grund av offentlig myndighets åtgärd, dels kost- nadsändring som är förorsakad av krig eller annat krisförhållande med liknande effekt och som avser förnödenhet eller tjänst som är nöd— vändig för det med avtalet avsedda objektet. Ändring av det avtalade priset skall dock kun- na ske endast om kostnadsändringen varit oför- utsebar och väsentligt påverkar hela kostnaden för det med avtalet avsedda objektet.

Om myndighet efter samråd med riksrevi- sionsverket finner synnerliga skäl föreligga, får dock avtal om byggnads- eller anläggnings- arbete för statens behov i fall där tiden från anbudsdag till avtalad dag för färdigställande ej överstiger två år slutas med klausul om rör- ligt pris enligt bestämmelserna i cirkuläret den 30 juni 1958 (nr 360) med föreskrifter om rör- ligt pris vid vissa avtal om upphandling och arbeten för statens behov.

Avtal om byggnads— eller anläggningsarbete för statens behov bör slutas till fast pris utan indexklausul även då tiden från anbudsdag till avtalad dag för färdigställande överstiger två år.»

Byggherreföreningen har utfärdat en re- kommendation till sina medlemmar som överensstämmer med fastprisgruppens för- slag och bostadsstyrelsen har uttalat att ar- beten och leveranser avseende byggnader och anläggningar som finansieras med stats- medel bör, i varje fall framdeles, ske till fasta priser utan indexreglering om tiden från anbud till färdigställande ej överstiger två år. Svenska byggnadsentreprenörför- eningen medgav i anledning härav först sina medlemmar rätt att sluta avtal om fast pris utan indexreglering vid ifrågavarande byggnadstid. Genom stämmobeslut den 28 maj 1970 ändrade man emellertid detta och föreskrev att medlemmarna skall vara skyl- diga att till alla anbud överstigande 500 000 kronor foga reservation om indexreglering enligt föreskrifterna i Kungl. Maj:ts cir- kulär nr 360 av den 30 juni 1958. Samti-

digt beslöt man emellertid att denna reser- vation kan prissättas i anbudet — även om byggnadstiden överskrider två år förut- satt att reservationen utbytes mot följande force majeure-reservation.

»Det angivna priset skall ändras [med hän- syn till dels kostnadsändring på grund av of- fentlig myndighets åtgärd, dels kostnadsändring som är förorsakad av krig eller annat krisför- hållande med liknande effekt och som avser förnödenhet eller tjänst som är nödvändig för det med avtalet avsedda objektet. Ändring av det avtalade priset skall dock ske endast om kostnadsändringen varit oförutsebar och vä- sentligt påverkar hela kostnaden för det med avtalet avsedda objektet.»

Detta stämmobeslut ändrade man emel— lertid i sin tur vid stämman den 11 maj 1971 och nu gäller för entreprenörförening- ens medlemmar: -— För anbud med en anbudssumma som ej överstiger 500 000 kronor är anbudsgiva- re oförhindrad att lämna anbud utan re- servation om indexreglering. - För anbud med en anbudssumma över-

stigande 500 000 kronor skall reservation om indexreglering alltid bifogas. Om beställaren kräver uteslutande fast pris utan indexreglering och tiden från anbudsdag till beräknad dag för färdig- ställande ej överstiger två år, har medlem dock rätt att i anbudet samtidigt dess- utom prissätta utbyte av reservationen om indexreglering mot ovanstående force ma- jeure-reservation. Vid denna prissättning är medlemmen skyldig att tillämpa det beräkningssystem som entreprenörför- eningen fastställt och härvid använda minst det procenttal för den beräknade årliga kostnadsutvecklingen som entre- prenörföreningen från tid till annan be- stämmer. Den 1 oktober 1971 beslöt Kungl. Maj:t upphäva cirkuläret (1969: 134) och ersätta det med ett cirkulär av följande lydelse:

»Avtal om byggnads- eller anläggningsarbete för statens behov skall, om tiden från anbuds- dag till avtalad dag för färdigställande ej över- stiger två år, slutas till fast pris utan index- reglering. Förbehåll om ändring av priset för det med avtalet avsedda objektet får dock göras

för dels kostnadsändring på grund av offentlig myndighets åtgärd, dels kostnadsändring som är förorsakad av krig eller annat krisförhållan- de med liknande effekt och som avser förnö— denhet eller tjänst som är nödvändig för objek- tet, dels kostnadsändring som beror på onor- mala prisförändringar avseende material, som ingår i objektet. Ändring av det avtalade priset skall dock kunna ske endast om kostnadsänd— ringen varit oförutsebar och väsentligt påverkar hela kostnaden för det med avtalet avsedda objektet. Beslut om ändring av priset får ske först efter samråd med riksrevisionsverket.

Om myndighet efter samråd med riksrevi- sionsverket finner synnerliga skäl föreligga, får avtal om byggnads- eller anläggningsarbete för statens behov i fall där tiden från anbudsdag till avtalad dag för färdigställande ej överstiger två år slutas med klausul om rörligt pris enligt bestämmelserna i cirkuläret (1958:360) med föreskrifter om rörligt pris vid vissa avtal om upphandling och arbeten för statens behov.

Avtal om byggnads- eller anläggningsarbete för statens behov bör slutas till fast pris utan indexklausul även då tiden från anbudsdag till avtalad dag för färdigställande överstiger två ar.»

Oberoende av i vilken utsträckning index- reglering kommer att tillämpas i framtiden finns det skäl att ifrågasätta om en särskild och så relativt komplicerad index som H—63 skall behövas för kontraktsregleringar inom husbyggnadsområdet.

För de regleringar av entreprenadkon- trakt som kommer att förekomma skulle i framtiden någon eller några av de för öv- riga behov föreslagna indexarna kunna an- vändas som entreprenadindex. För regle- ring av projekt med längre varaktighet än två år skulle man sålunda kunna tänka sig att använda byggnadsprisindex eller tillämp- liga delindexar därav som entreprenad- index, medan man för förekommande reg- leringar över kortare tidsperioder torde kunna tillämpa en med lämpliga delindex försedd faktorsprisindex, som är konstrue- rad även för andra behov.

Inom bostadsbyggandet medför utveck— lingen mot större projekt och långa serier att avtalstiderna vanligen blir längre än två år. De s. k. förhandsbeskedsärendena omfat- tar t.ex. normalt tider på tre till fem år. Bostadsstyrelsen har i samband med för- handsbeskedsärenden uttalat att eventuellt

ökade kostnader för produktionsfaktorerna i sådana projekt bör kunna kompenseras av de rationaliseringsvinster som stordriften och de långa serierna erbjuder. Någon form av kostnadsreglering torde enligt bostads— styrelsen emellertid åtminstone tills vidare vara erforderlig. I dessa fall torde s.k. fast pris med indexreglering tills vidare behöva tillämpas. Ett gemensamt intresse för berör- da parter är härvid, som fastprisgruppen också berört, att finna enkla och lätt tilläm- pade former för reglering av priset. Man kan starkt ifrågasätta om kravet på precision i indexregleringama är så högt eller i prakti- ken så uppnåeligt som nuvarande budget- system för entreprenadindex H-63 indike- rar. Sålunda torde man i allmänhet kunna nöja sig med en entreprenadindex för bo- städer vars vägningstal utgör genomsnitt för en större kategori såsom alla statsbelå— nade flerfamiljshus. Endast i undantagsfall kan en detaljerad viktanpassning till det ak- tuella huset vara av nämnvärd betydelse.1 Om man vill gardera sig mot onormalt stora prisförändringar för enstaka varugrupper kan man även tänka sig överenskommelser om reglering i särskild ordning på basis av t.ex. råvaruindex för varugruppen i fråga.

Det är av viss betydelse att eventuell kontraktsreglering i bostadsbyggandet sam- manfaller med den i bostadslånesamman- hang tillämpade regleringen av låneunder- lag och pantvärde. Den för denna reglering använda tidskoefficienten (se avsnitt 4.2.2) har föreslagits få anknytning till -— ehuru ej automatiskt regleras med — byggnadspris- index. Denna index bör i så fall enligt bo- stadsstyrelsen också användas för förekom- mande regleringar av bostadshusens kon— traktsbelopp, i varje fall vad gäller index- reglering av projekt med längre varaktighet än två år. En mera likformig utveckling mellan byggnadsprisförändring och pantvär- deförändring bör då kunna uppnås. Kon- traktsbeloppet (eller anbudssumman) skul- le sålunda regleras med hjälp av byggnads- prisindex utveckling mellan kontraktstid- punkten (anbudstidpunkten) och igångsätt- ningstiden för huset i fråga. Härefter skulle i varje fall för bostadshus med normal

byggnadstid detta reglerade pris gälla utan vidare entreprenadreglering med någon fak- torprisindex. Detta förfarande förutsätter att man har tillgång till kvartalsvärden av byggnadsprisindex, vilka dock utan nämn- värd olägenhet torde kunna beräknas med ett kvartals eftersläpning.

Vid fall av indexreglering av projekt med kortare varaktighet bör man, som ovan nämnts, kunna använda lämpliga delindexar till en ny faktorprisindex. Dessa delindexar skulle i princip konstrueras i huvudsaklig överensstämmelse med de olika indextalen i nuvarande entreprenadindex (se bilaga 2). Vissa förenklingar torde dock kunna före- tagas i samband härmed.

Indexserien l—I-63 torde sålunda efter hand bli obehövlig och bör framdeles, efter en lämplig övergångstid, kunna utgå, i varje fall vad gäller bostadshus.

4.4 Byggnadsindex för ekonomisk analys

4.4.1 Översiktlig redogörelse

Då det gäller den ekonomiska analysen finns anledning att hålla isär två huvudkategorier av frågeställningar. Den första huvudkate- gorin hänför sig till analys av verksamhet inom byggnads— och anläggningssektorn — från input av arbetskraft, råvaror och kapi- taltjänster till output av färdiga byggnader och anläggningar. Den andra huvudkatego— rin av frågeställningar avser analys med an- knytning till produkternas användning inom avnämarsektorn, i detta fall sektorn för- framställning av bostadstjänster.

Till den första huvudkategorin hör pro-»

1 En studie av budgetvarianserna som utförts av kommittén på grundval av ett femtiotal fler- familjshus från åren 1964—1966, vilka under- sökts inom bostadsstyrelsens revisionsverksam— het, tyder på att bostadshusens individuella viktfördelning av produktionsfaktorer har en. relativt liten inverkan på en faktorprisindex. Med år 1963 som basår (100) erhölls ett ge- nomsnitt för 1968 av 124,0 med individuellt maxvärde 125,1 och minvärde 123,3, en skill- nad på endast ett par procent under en 5-års- period. Nuvarande byggnadskostnadsindex med en ca. 20 år gammal budget av produktions— faktorer visar för samma jämförelseperiod värdet 124,3. Se vidare redogörelse i avsnitt 5.8.

duktions— och produktivitetsanalys samt pris-, kostnads— och vinstanalys avseende sektorn.

Syftet med produktions- och produktivi- tetsanalysen är att klarlägga läge och ut- vecklingstendenser, relationer och samband beträffande omfattning och sammansättning av output och input inom byggnads- och anläggningssektorn i dess helhet eller på olika sätt definierade delsektorer, t. ex. del- sektom för bostadsbyggandet och delar av denna. Ändamålet med analysen kan varie- ra. Det kan gälla att studera efterfrågan på produktionsfaktorer som följd av en ändrad efterfrågan på slutprodukter. Det kan gäl- la att studera produktivitetsutvecklingen för sektorn för klarläggande av de faktorer, på inputsidan eller i form av teknisk utveck- ling, som bestämt denna. Det kan gälla att studera relationer och förändringar i rela- tionerna mellan olika åtgångstal. Det kan gälla att studera skillnader i produktiviteten mellan olika delsektorer eller skillnad i pro- duktivitetsutvecklingen dem emellan osv.

I de berörda fallen är det i första hand fråga om ett behov av att mäta förändring- ar av olika serier på output- och inputsidan i fasta priser och sätta dessa i relation till varandra. Prisindex erfordras då för defla— tering av värdeserier. I vissa fall kan den primära informationen föreligga i form av volymtal (fasta priser), varvid prisindex kan erfordras för omräkning till löpande priser (reflatering).

Närbesläktad med produktivitetsanalys är studier av prisbildningsprocessen inom sek- torn. T. ex. hur en prisförändring på faktor- inputen slår igenom i olika slutprodukter el- ler eventuellt fångas upp tillfälligt genom vinstbuffertar eller mera permanent genom produktivitetsförändringar.

I mera avancerade analyser kan det bli fråga också om att studera samspelet mel- lan pris— och volymutveckling, t. ex. substi- tutionseffekter mellan olika input till följd av prisförskjutningar dem emellan.

Till den andra huvudkategorin av fråge- ställningar hör vad som sammanfattande kan kallas realkapital— och investeringsana- lys. Hit hör de former av ekonomisk ana-

lys, där det gäller att värdera en byggnad eller anläggning i dess egenskap av att såsom realkapital utnyttjas i en produktions— process, t. ex. bostadshusets utnyttjande vid framställning av bostadstjänster, industri— byggnadens utnyttjande hos industriföreta- get, vägens utnyttjande för transportverk— samhet etc. Det är här fråga antingen om att analysera det ifrågavarande realkapita- lets roll som produktionsfaktor eller om att analysera och diskutera investeringarnas —- i föreliggande fall bostadsinvesteringarnas —— fördelning på olika kategorier av inve- steringsobjekt, på olika samhällssektorer etc. och även att analysera investeringarnas vo- lymmässiga utveckling i tiden.

För båda huvudkategorierna av ekono- misk analys gäller att de drivs dels som all- män samhällsekonomisk analys, dels som en snävare, branschinriktad, teknisk-ekonomisk analys. Med allmän samhällsekonomisk ana- lys avses här konjunkturanalys och ekono- misk långtidsplanering bl.a. för utform- ning av ekonomisk politik i allmänhet men även av bostadspolitiken i dess huvuddrag. Med teknisk-ekonomisk analys avses en ana- lys i vissa fall av forskningskaraktär — mera direkt inriktad på studie av tekniska förhållanden i branschen eller vid bostads- nyttjandet, t.ex. med syfte att ge underlag för val mellan olika produktutformningar, olika produktionsmetoder, olika organisa- tionsformer o. d.

Någon skarp gräns går inte att dra mel- lan samhällsekonomisk och teknisk-ekono- misk analys. Det är inte fråga om en artskill- nad. Det är fråga om en skillnad i detalje- ringsgraden och skillnad i behovet av samt former och möjligheter för att omsätta slut- satserna i konkret handlande.

Det slag av samhällsekonomisk analys som är av intresse i detta sammanhang och be- räkningar härför utförs av finansdeparte— mentets sekretariat för ekonomisk plane- ring, konjunkturinstitutet, statistiska central- byråns nationalräkenskapsenhet, arbets- marknadens och näringslivets organisatio— ner, utrednings- och forskningsinstitut m. fl.

Pris- och kostnadsanalys beträffande bo— stadsbyggandets förhållanden förekommer

bl. a. hos pris- och kartellnämnden och hos bostadsstyrelsen som ett led i styrelsens strä- van att hålla sina beräkningsmetoder för de statliga bostadslånen aktuella. Sådan analys liksom teknisk-ekonomiskt inriktad produk- tions- och produktivitets— samt investerings- och realkapitalanalys förekommer inom byggforskningen - bl. a. statens institut för byggnadsforskning och inom olika bransch- organisationer.

4.4.2 Samhällsekonomisk analys

Kännetecknande för den samhällsekonomis- ka analysen är att den i princip skall täcka all ekonomisk aktivitet. Byggnadsindex be- hövs såsom en konsekvens härav för alla slag av byggnader och anläggningar.

Då det gäller bostadsområdet innebär det att indexberäkningarna bör omfatta statligt såväl som icke statligt belånade hus, flerfa- miljshus såväl som olika grupper av små- hus, nybyggnadsverksamhet såväl som om- byggnads- ch underhållsverksamhet. Med den sedvanliga upplägggningen av den sta- tistik som används i den samhällsekonomis- ka analysen bör indexberäkningarna där- emot ej innefatta markförvärvet men väl förekommande exploateringsarbeten.

Ehuru sålunda beräkningsunderlaget bör omfatta såväl statligt som icke statligt be- lånade bostäder torde, i varje fall då det gäller flerfamiljshusen, en begränsning av beräkningarna till att omfatta enbart stats- belånade hus ge acceptabelt beräkningsun- derlag i nuvarande läge. Då det gäller små- husen är, såsom framgår av tabell 4.1, täck- ningen sämre. Räknat i antal lägenheter är för närvarande drygt 20 % av småhusen icke statsbelånade. Det kan därför eventuellt finnas anledning att överväga huruvida man på grundval av uppgifterna om statligt be- lånade småhus kan konstruera en serie som kan anses på ett för den samhällsekono- miska analysen tillfredsställande sätt repre- sentera de icke statligt belånade husen.

Då det gäller underhålls- och ombygg- nadsarbeten torde man med hänsyn till de svårigheter som föreligger att införskaffa tillräckligt beräkningsunderlag för sådana

arbeten kunna nöja sig med approximatio- ner. Frågan om utformning av index för dessa slag av arbeten behandlas dock icke i föreliggande betänkande.

Vid omräkning mellan löpande och fas- ta priser för realkapital- och investerings- en byggherreorienterad analys erfordras byggnadsprisindex.

För produktions- och produktivitetsana- lys erfordras såväl byggnadsprisindex som faktorprisindex för deflatering av värde- serier avseende output respektive input. En- ligt vad som framgår av diskussionen i kapitel 2 kan byggnadsprisindexen därvid alternativt vara producent- eller byggher- reorienterad. Båda varianterna har sitt in- tresse när det gäller den samhällsekono- miska analysen, dock med prioritet för den byggherreorienterade värderingen. En byggherreorienterad byggnadsprisindex tor- de vara det slag av index som i förs- ta hand skulle komma att användas i na- tionalräkenskaperna. För produktivitets- och prisanalys föreligger i enlighet med vad som illustrerats i avsnitten 2.3.3 och 2.3.4 intresse även för en producentorienterad byggnadskostnadsindex, under förutsättning att en sådan index kan konstrueras.

Beträffande kvalitetsvärderingsprinciper och behandling av förskjutningseffekter har man då det gäller den byggherreorientera- de byggnadsprisindexen samma principiella synsätt och behov som beskrivits vad gäller tidskoefficienten (avsnitt 4.2.2.4). Förskjut- ningar i byggandets fördelning mellan re- gioner med olika kostnadsnivå och mel- lan sanerings- och exploateringsområden skall således behandlas som volymföränd- ringar, medan andra där berörda förskjut- ningseffekter skall behandlas som prisför- ändringar. Vid beräkning av de produ- centorienterade byggnadspris— och bygg— nadskostnadsindexarna som ju skall mäta priset under för producenterna givna ytt- re förutsättningar skall även övriga i inledningen till avsnittet 4.2.2.4- nämnda för- skjutningseffekter med undantag av förskjut- ningar mellan byggnadsmetoder och prisbe- stämningssätt elimineras ur prisindex, dvs. räknas som volymförändringar.

För den samhällsekonomiska analysen har man behov av att bl. a. inom nationalräken- skapernas ram göra parallella beräkningar i fasta och i löpande priser inte bara för bo- stadsbyggandet totalt utan även med upp- delning på privat, statligt och kommunalt så- dant. Vidare kan konstateras ett växande bl. a. från finansdepartementets sekreta- riat för ekonomisk planering och från kon- junkturinstitutet anmält —- intresse för re- gionalt uppdelade byggnadsprisindexar. Då det gäller faktorprisindex erfordras vidare bl. a. för nationalräkenskapsberäkningarna delindexar för olika produktionsfaktorer som konsulttjänster, material (varugrupper) och transporter.

För den samhällsekonomiska analysen bör i princip beräkningsunderlaget för erforder- liga prisindexar utgöras av värdet av under respektive period (år, kvartal etc.) utfört byggnadsarbete (byggnadsprisindex) respek- tive av härför ianspråktagna resurser (fak- torprisindex). Direkt statistik avseende kvantitet och priser för under olika kalen- derperioder utfört arbete och ianspråktagna resurser föreligger inte och kan knappast presteras. Man är från konsumenthåll med- veten om dessa svårigheter och beredd att i praktiken kompromissa med det princi- piellt riktiga och söka godtagbara approxi- mativa lösningar.

För den samhällsekonomiska analysen er- fordras uppgifter mycket snabbt efter re— spektive period. Stundom önskas t.o.m. skattningar innan perioden är slut. Tidigt lämnade uppgifter bör korrigeras i de fall mera tillförlitliga uppgifter senare kan er- hållas. Då det gäller byggnadsprisindex sy- nes beräkningsunderlag i de tidigare beräk- ningarna lämplig-en utgöras av anbuds— eller kontraktssummorna för igångsatta byggen, varvid dessa genom approximativa förfaran- den får periodiseras om till att avse utfört arbete med hjälp av uppgift om beräkna- de byggnadstider. Vid denna beräkning mås- te hänsyn tas till om indexreglering före- kommer eller inte (se avsnitt 4.3). Senare, då uppgift om slutlig kostnad och tillför- litligare underlag för periodisering förelig- ger, bör nyssnämnda preliminära beräkning-

För faktorprisindex torde man som hit- tills få låta beräkningsunderlaget utgöras av någon till bostadsproduktionen och respek- tive delpopulation från tid till annan be- räknad budget för utnyttjade produktions— faktorer (arbetskraft, råvaror och reala ka- pitaltjänster) och av under respektive be- räkningsperiod insamlade prisuppgifter för dessa faktorer. Budgeterna bör däremot i motsats till vad som är fallet för närva- rande förnyas relativt ofta. Detta torde så- lunda med hänsyn till den relativt snabba utvecklingen inom bostadsbyggnadssektorn böra ske minst vart femte år och de från de olika budgeterna beräknade indexserier- na kan sedan kedjas till varandra.

För de inom den samhällsekonomiska analysen förekommande prisindexbehoven erfordras årsvärden av respektive prisin- dexar. Behov föreligger även av att man kan erhålla kvartalsvärden för byggnads- prisindex och faktorprisindex med tanke främst på prisanalys och konjunkturanalys men även på det statliga budgetåret. Öv- riga erforderliga indexar, såsom olika del- indexar, torde för den samhällsekonomiska analysens vidkommande endast behövas som årsindexar.

4.4.3 Bostadsstyrelsens ekonomiska analys

Inom bostadsstyrelsen bedrivs pris- och kost- nadsutredningar bl.a. i form av den s.k. revisionsverksamheten i syfte att fortlöpan- de analysera de erfarenheter som framkom- mer vid tillämpningen av styrelsens beräk- ningsmetoder och för att successivt förbätt- ra och till aktuella förhållanden anpassa dessa metoder och reglerna för de statliga bostadslånen. I detta sammanhang bör även uppmärksammas den verksamhet och analys som bedrivs av den till inrikesdepar- tementet knutna s. k. låneunderlagsgruppen.

För denna pris- och kostnadsanalys gäller i princip samma synpunkter beträffande population, kvalitetsvärderingsprinciper, be- handling av förskjutningseffekter och beräk- ningsunderlag som anförts ovan beträffan- de tidskoefficienten (avsnitt 4.2.2). Behovet

av indexar som underlag för översyn och revidering av bostadsstyrelsens ortskoeffi- cienter har behandlats ovan i avsnitt 4.2.3.

Beträffande val av indextyp erfordras dock i överensstämmelse med indexbeho- ven för pris- och kostnadsanalysen i övrigt utöver vad som anförts i avsnitt 4.2.2.2 också faktorprisindex bl. a. för produktivi- tetsanalys. Önskemål föreligger även om funktionsprisindex och kvalitetsindex för bostäder.

För bostadsstyrelsens ekonomiska analys efterfrågas även några ytterligare delindex- ar och nivåindexar. Sålunda önskar man förutom delindexar för enbart husbyggnad och för olika regioner om möjligt även till- gång till delindexar av byggnadsprisindex för olika produktionsavsnitt såsom stomme, yt- skikt, WS etc. att utnyttjas bl. a. som un- derlag för uppskattningsvisa bedömningar .av prisutvecklingen för ombyggnadsarbeten så länge särskilda indexar inte beräknas här- för. Vidare anser man det önskvärt med särskilda delindexar av byggnadsprisindex och motsvarande nivåindexar eller i var- je fall att en uppdelning av beräkningsun- derlaget görs för enskilda, kooperativa och .s. k. allmännyttiga byggherrar. Samma öns— kemål föreligger beträffande i varje fall be- räkningsunderlagets uppdelning för sane- ringsobjekt kontra exploateringsobjekt, för stora projekt kontra små projekt, för olika entreprenadformer, för olika upphandlings- former och för olika prisbestämningssätt samt eventuellt även för seriebyggda fler- familjshus kontra »vanliga» flerfamiljshus och för platsbyggda hus kontra prefabrice- rade hus.

Man önskar vidare för här berörda ända- mål även en byggnadsprisindex avseende husbyggnad, grund och mark, som i övrigt konstrueras i överensstämmelse med den byggnadsprisindex som läggs till underlag för tidskoefficienten. För efterfrågade del- indexar av byggnadsprisindex erfordras en- dast årsvärden medan man för totalindex önskar kvartalsvärden av byggnadsprisindex.

För kvalitetsindex och därmed för funk- tionsprisindex önskar man i huvudsak samma delindexar som för byggnadspris-

index, nämligen för olika regioner, byggher- rekategorier, entreprenadformer och för ex- ploateringsobjekt/saneringsobjekt samt för husbyggnad och grund och för enbart hus- byggnad. Härutöver önskas en delindex för olika grupper av kvalitetskomponenter, så- som utrustningsstandard, drifts- och under- hållsstandard etc. Funktionsprisindex och kvalitetsindex bör avse samma population och beräkningsunderlag som byggnadspris- index. Av funktionsprisindex och kvalitets- index med tillhörande delindexar erfordras enbart årsvärden.

När det gäller bostäder förefaller det svårt att formulera en »bestående» funk- tionsenhet att använda som bas för funk- tionsprisindex. Man har hittills använt sig av rn2 lägenhetsyta eller lägenhet som funk- tionsbegrepp. Fördelar man byggnadspri- serna på dessa funktionsbaser kommer funk- tionspriset emellertid att bli beroende av skillnader i lägenhetsstruktur under olika är, på så Vis att ett år med stor andel mind- re lägenheter på grund härav uppvisar en högre genomsnittlig m2-kostnad och en låg- re genomsnittlig lägenhetskostnad än ett år med relativt flera större lägenheter. Sådana förändringar i lägenhetsstrukturen mellan olika år kan vara tillfälliga och ger ej nöd- vändigtvis uttryck för kvalitetsvärderingar från efterfrågesidan.

En funktionsprisindex för bostäder skul- le kunna utgöras av en serie med priset för- delat per lägenhet, om man samtidigt följer priset fördelat per rn2 lägenhetsyta för att upptäcka och eventuellt eliminera en even- tuell med den trendmässiga funktionsprisut- vecklingen ej överensstämmande förändring på grund av en tillfälligt avvikande utveck- ling i lägenhetsstruktur. Ett annat alterna- tiv som något dämpar inverkan av tillfälli- ga förändringar i lägenhetsstrukturen är att fördela priserna på antalet personer, för vil- ka bostaden är avsedd, dvs. funktionsbe- greppet skulle utgöras av antalet »sovplat- ser».

Då det gäller faktorprisindex önskar man särskilda delindexserier för material, arbe- te och kapitaltjänster. Dessa delindexar bör redovisas med tämligen detaljerad underin-

delning efter huvudtyper av material etc. Uppdelning bör även ske i olika produk- tionsavsnitt. Faktorprisindexen bör om möj- ligt även omfatta exploateringsarbeten.

Då det gäller här berörda analys torde det i allmänhet vara tillfyllest med en en- da faktorprisindex i princip avseende he— la landet men till nöds med ett begränsat insarnlingsområde för beräkningsunderlaget, t. ex. som för närvarande mellersta Sverige. Om byggnadsprisindex kommer att beräk- nas för olika regioner i Sverige, är det emellertid önskvärt med särskilda faktor- prisindexar för var och en av dessa re- gioner bl. a. för regionsvisa produktivitets- undersökningar.

Bostadsstyrelsen önskar kvartalsvärden för faktorprisindex. För efterfrågade del- indexar till faktorprisindex erfordras dock endast årsvärden.

Beträffande beräkningsunderlaget för fak- torprisindex gäller även här vad som ovan anförts under samhällsekonomisk analys (avsnitt 4.4.2).

4.4.4 Övriga behov tillhörande denna kategori

Förutom hos bostadsstyrelsen och låneun- derlagsgruppen förekommer pris- och kost- nadsanalys och även investerings- och produktionsanalys inom bostadsbyggnads- området bl. a. hos statens pris- och kar- tellnämnd, hos olika branschorganisationer och inom byggnadsforskningen.

I allmänhet önskar man härvid prisin- dexar som omfattar husbyggnad, grund och helst även exploateringsarbeten men som exkluderar själva markförvärvet. Byggnads- prisindex och faktorprisindex är de mest ef- terfrågade indextyperna, men även för bygg- nadskostnadsindex föreligger visst intresse. Det avses dock allmänt att en rättvisande byggnadskostnadsindex ej går att konstrue- ra. Önskemål föreligger även om funktions- prisindex och speciellt beträffande kvalitets- index.

Av byggnadsprisindex efterfrågas såväl en byggherreorienterad som en producent- orienterad variant. Den förra önskas vid

analys av bostadsbyggandets totala volym- förändring och den totala produktivitetsut- vecklingen sedd från samhällsekonomisk synpunkt. Den producentorienterade varian- ten erfordras för deflatering då man önskar analysera volymförändringar enbart från producentsynpunkt och för produktivitets- analys när man enbart vill undersöka den del av den totala produktivitetsutveckling- en som faller på producenterna. Faktorpris- index erfordras för produktivitetsanalyser och för analys av förändringar i byggnads- prisindex.

Beträffande kvalitetsvärderingsprinciper och behandling av förskjutningseffekter vid beräkning av byggnadsprisindex har samtli- ga intervjuade tillhörande denna grupp in- tressenter haft överensstämmande uppfatt- ning med vad som anförts i föregående av- snitt. Den byggherreorienterade byggnads— prisindexen skall sålunda ej påverkas av förskjutningar i byggandets fördelning mel- lan regioner med olika kostnadsnivå och mellan sanerings- och exploateringsområ- den. Den producentorienterade varianten bör härutöver ej påverkas av förskjutning- ar mellan olika projektstorlekar, mellan oli- ka grundläggningssätt (markbundna arbeten exkluderas), mellan olika byggherrekatego- rier, mellan olika entreprenadformer, mel- lan olika upphandlingsformer och mellan olika hustyper och bör i princip kvalitets- värderas från kostnadssidan för att från pro- ducentsynpunkt oförändrade yttre förutsätt— ningar skall föreligga.

För pris- och kostnadsanalysen i allmän- het föreligger i överensstämmelse med vad som gäller för bostadsstyrelsens ekonomiska analys behov av flera olika delindexar (så- väl tids— som nivåindexar) eller av olika upp- delningar av beräkningsunderlaget för egna eventuella beräkningar av prisindexar. Så- lunda önskar man beträffande byggnads- prisindex, funktionsprisindex och kvalitets— index en uppdelning av dessa på delindex för husbyggnad och grund, för husbyggnad, för olika regioner, för kategorier av bygg- herrar, för entreprenadformer, för exploa- teringsobjekt/saneringsobjekt, och beträf- fande byggnadsprisindex även för upphand-

lingsformer, för prisbestämningssätt, för projektstorlekar, för seriebyggen/styckebyg— gen, för platsbyggda/prefabricerade hus och om möjligt även för olika produktionsav- snitt. För funktionsprisindex och kvalitets- index önskar man i överensstämmelse med vad som ovan anförts för bostadsstyrelsens ekonomiska analys även delindexar för oli- ka grupper av kvalitetskomponenter.

För faktorprisindex önskar man på flera håll delindexberäkningar enligt en indel- ning efter produktionsfaktorer såsom arbe- te, material och kapitaltjänster men även efter produktionsavsnitt, såsom stomme, stomkomplettering, ytskikt, VVS—arbeten, el- arbeten etc. På en del håll har man även visst intresse av regionindelning av faktor- prisindex.

Beträffande beräkningsunderlaget anser de flesta intervjuade att anbudspriser för på— började respektive periodfördelade an- budspriser för pågående objekt utgör det enda tänkbara underlaget till byggnadspris- index för att denna index skall kunna till- godose kravet på aktualitet. För faktorpris- index har man överensstämmande uppfatt- ning vad gäller beräkningsunderlag med vad som ovan anförts under samhällseko- nomisk analys (avsnitt 4.4.2).

För de flesta av de undersökta behoven anses kvartalsvisa beräkningar vara tillfyl- lest för faktorprisindex, medan årsvisa be- räkningar skulle kunna vara tillfyllest för byggnadsprisindex, funktionsprisindex och kvalitetsindex med deras respektive delin- dexar.

Beträffande de olika behoven inom pris- och kostnadsanalysen har från statens insti- tut för byggnadsforskning anförts att forsk- ningen i allmänhet inte har några egna för— utsebara behov, utan forskningens — i varje fall målforskningens —— behov är desamma som >>fältets>> behov.

Det i praktiken föreliggande behovet av indexar för olika delområden eller med spe- ciell avgränsning eller sammanvägning mås- te givetvis i hög grad vara beroende av förekommande eller i framtiden sannolikt uppträdande skillnader i pris- och kostnads- utvecklingen mellan olika ifrågakommande

delområden. Ju mindre skillnaderna där- vidlag är, desto mindre är behovet av olika indexvarianter. Att förutse den framtida ut- vecklingen av pris- och kostnadsförhållan- den är mycket vanskligt, varför behovet av olika prisindexar för den ekonomiska ana- lysen får bedömas huvudsakligen mot da- gens eller den närmaste framtidens mera kända förhållanden. Beräkningsunderlaget till de olika framtagna prisindexarna bör man dock söka organisera så att speciella indexar för inom pris- och kostnadsanalysen eventuellt tillkommande eller tillfälliga be- hov kan framtagas på beställning.

Överhuvudtaget kan man, då det gäller den mera tekniskt inriktade byggforskning- en, icke räkna med att dess behov annat än ofullständigt kan tillgodoses av de lö- pande utförda indexberäkningarna. Behov av specialkonstruerade indexar (t.ex. sär- skilda delindexar) vilka icke i förväg kan förutses torde ofta uppkomma. Dessa behov får tillgodoses genom särskilda för ändamå- let utförda beräkningar.

4.5 Sammanfattande redovisning av de krav olika behov ställer på byggnadsindex

Mot bakgrund av ovan anförda behov fram- kommer i första hand krav på två huvudty- per av byggnadsindexar för nybyggnad av bostäder, nämligen byggnadsprisindex (i bå- de byggherreorienterad och producentorien- terad version) och faktorprisindex. Härut- över föreligger i andra hand önskemål om funktionsprisindex och kvalitetsindex samt för vissa ändamål av byggnadskostnadsin- dex.

Huvuddelen av de krav, önskemål och praktiska synpunkter beträffande bygg- nadsindex som beskrivits i de föregående avsnitten av detta kapitel har sammanfat- tats i två tabeller, den ena (4.3) avseende byggnadsprisindex och den andra (4.4) av- seende faktorprisindex.

Då det gäller byggnadskostnadsindex har redan i kapitel 2 betonats de stora, både principiella och praktiska svårigheter som är förknippade med konstruktionen av en så- dan index. Detta bekräftas ytterligare av i

kapitel 5 genomförd analys av olika möjli- ga beräkningsmetoder. Möjligheter att be- räkna en sådan index föreligger icke med den statistiska information som för närva- rande är tillgänglig eller lätt kan framtagas. Med hänsyn härtill, och då behovet av en sådan index dessutom är mindre framträ- dande, har inte gjorts någon detaljsamman- ställning (motsvarande tabellerna 4.3 och 4.4) av kraven på en byggnadskostnads- index. Inte heller för funktions- och kvali- tetsindex lämnas någon sådan separat redo- visning, eftersom dessa förutsättes i erfor- derlig utsträckning kunna beräknas ur det material som krävs för den byggherreorien- terade byggnadsprisindexen.

I tabellerna 4.3 och 4.4 har de för olika byggnadsindex förekommande användnings- områdena, vilka beskrivits i de föregående avsnitten, sammanförts i några behovsgrup- per. Tidskoefficienten och paritetstalens prisindex intar härvid en särställning genom varderas centrala betydelse och speciella än- damål. I den sammanfattande behovsanaly- sen har därför dessa två ändamål hållits isär samt också skilts från övriga uppräknings- behov.

Gemensamt för tidskoefficienten, pari- tetstalen och övriga uppräkningsbehov är att samtliga kräver en byggnadsprisindex. Bland de övriga uppräkningsbehoven kan för vissa ändamål en byggnadskostnadsindex eller faktorprisindex vara ett önskvärt al— ternativ, t. ex. för uppräkning av entrepre- nader och av medelsanslag för pågående ar- beten.

De återstående användningsområdena för byggnadsindex utgörs av olika behov inom den ekonomiska analysen. Här kan man ut- skilja dels allmän samhällsekonomisk ana- lys, dels en mera branschinriktad teknisk- ekonomisk analys. Beträffande den senare har en uppdelning gjorts i investerings- och produktionsanalys respektive pris- och kost- nadsanalys.

För den samhällsekonomiska analysens behov erfordras främst en byggherreorien- terad byggnadsprisindex och faktorprisin- dex, medan för de två övriga behovsgrup- perna avseende den branschinriktade eko-

nomiska analysen även en producentorien- terad byggnadprisindex, liksom för vissa än- damål en byggnadskostnadsindex, en funk- tionsprisindex och en kvalitetsindex är önsk- värda. Beträffande kraven och önskemålen på de olika byggnadsindexarna är de för varje indextyp i huvudsak desamma inom de olika behovsgrupperna inom den ekono- miska analysen. Skillnader föreligger i all- mänhet endast beträffande olika önskvärda delindexar.

I tabell 4.4 avseende faktorprisindex har även entreprenadreglerin g och bostadsstyrel- sens ekonomiska analys behandlats som sär- skilda behovsgrupper.

I redovisningen i tabellerna 4.3 och 4.4 har de framkomna alternativen under olika aspekter beträffande indexens utformning (population, behov av delindex, etc.) för- tecknats och likartade behov sammanförts i kolumner enligt ovan angiven gruppering. För varje aspekt har en sammanfattande värdering införts för var och en av de olika behovsgrupperna. Dessa värderingar är i angelägenhetsgradering: »Krav», »Idealt», »Önskemål», »Intresse» och »Olämpligt». Då termen »Krav» används anger den att någon kompromiss genom t. ex. approxima- tion med något annat alternativ än det ifrå- gavarande ej ansetts möjlig, medan där så är fallet används termen »Idealt». Om be— hovet för respektive alternativ ej är så starkt som termerna »Krav» eller »Idealt» anger, används i stället uttrycken »Önske- mål» eller »Intresse», där det senare beteck- nar ett mindre starkt önskemål. Om ett al- ternativ är principiellt felaktigt eller inte möjligt används termen »Olämpligt».

Då »Idealt», »Önskemål» eller »Intres- se» angivits för ett alternativ men detta be- dömts vara praktiskt icke genomförbart, har för ett annat alternativ angivits »Operativt», i de fall detta senare alternativ bedömts kun- na utgöra en godtagbar kompromiss.

Eftersom de olika kraven och önskemå- len beträffande den byggherreorienterade och den producentorienterade byggnads- prisindexen är identiska (utom vad gäl- ler behandling av förskjutningseffekter) har sammanfattningen av behovsanalysen för

dessa två indextyper av praktiska skäl sam- manförts i en och samma tabell. I de fall en uppgift t.ex. »Krav» — enbart gäller den byggherreorienterade byggnadsprisin- dexen har den kursiverats Krav. I de fall den endast gäller den producentorienterade byggnadsprisindexen har den satts med li- ten stil Krav. I annat fall gäller uppgiften för såväl den byggherreorienterade som den producentorienterade byggnadsprisindexen.

I kolumnen längst till höger har förslag till val av beräkningsalternativ för erforder- liga byggnadsindexar angivits genom mar- kering med X respektive X och x, eller i vis- sa fall genom förklarande text. Denna ko— lumn ger en preliminär uppfattning om hur byggnadsprisindex respektive faktorprisindex skulle kunna utformas för att nöjaktigt täc- ka de anförda behoven.

Tabell 4: 3. Sammanställning av behovsundersökning rörande byggnadsprisindex för nybyggda bostäder.

Byggnadsprisindex, byggherre- orienterad och producentorienteradl Paritetstalen

A. la

lb Enbart statsbelånade bostäder

2a Husbyggnad, grund och mark 2b Husbyggnad, grund och exploa-

2c

POPULATION Samtliga bostäder

teringsarbeten

Husbyggnad och grund 2d Husbyggnad

3a 3b

0 m lid—Nm Q' V') XD (*

Flerfamiljs- och småhus Flerfamiljshus och enbart

gruppbyggda småhus Enbart flerfamiljshus

DELINDEXAR

Husbyggnad och grund

Husbyggnad Geografiska områden

Exploateringsobjekt/ Saneringsobjekt

Stora projekt/Små projekt Olika byggherrekategorier

Olika produktionsavsnitt såsom markarbeten, stomarbeten,

VVS-arbeten, etc.

1. I de fall en angivelse gäller enbart den byggherreorienterade b nadsprisindexen har den satts med en grad mindre (nonpareille)

Olämpligt Krav

Krav

Olämpligt Olämpligt Olämpligt Olämpligt Olämpligt

Krav

producentorienterade byggnadsprisindexen.

Tids- koefficienten

Olämpligt Krav Olämpligt Olämpligt Olämpligt Krav Önskemål

Ev operativt

Krav Onskemtll för ortskoefficienter

Övriga upp- räkningsbehov Idealt Operativt

Olämpligt Olämpligt Önskemål [dealt

Operativt Ev operativt

Önskemål Önskemål Onskemdl

Intresse Intresse Intresse

Allmän samhälls- ekonomisk analys

[ dealt Operativt

Olämpligt [dealt Operativt Olämpligt Idealt

Operativt

Ev operativt

Krav

Intresse

Önskemål

yggnadsprisindexen har den kursiverats

Övrig inves- teringsanalys och produk- tionsanalys Idealt Operativt

Olämpligt Intresse Önskemål Olämpligt Idealt Operativt Ev operativt

Krav Önskemål Önskemål

Önskemål Önskemål Önskemål

Övrig pris- och kostnadsanalys Idealt Operativt

Intresse Intresse Önskemål Idealt

Operativt Ev operativt

Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål

Intresse

Föreslagna alternativ

för byggnads- prisindexar

X X

Se under B Se under B

Särskild indexse- rie för grupp- byggda småhus X

X X

X (tids— och nivå- index) X (tids- och nivå- index) X (tids- och nivå— index) X (tids- och nivå- index)

Om möjligt

, gäller den enbart den producentorienterade bygg- . I övriga fall —— vanlig stil gäller angivelsen såväl för den byggherreorienterade som den

DELINDEXAR (forts.)

Seriebyggda flerfamiljshus] »vanliga»

Platsbyggda/Prefabricerade

Olika entreprenadformer

Olika upphandlingsformer Olika prisbestämningssätt

KVALITETSVÄRDERINGS —

PRINCIPER

Nyttjarvariabler

Drift- och underhållsvariabler Produktionsvariabler

FÖRSKJUTNINGSEFFEKTER

Eliminera geografiska områdes- förskjutningar

Eliminera sanering- exploate- ringsområdesförskjutningar Eliminera projektstorleks- förskjutningar

Eliminera markkvalitets- förskjutningar

Eliminera byggherrekategori- förskjutningar

Eliminera entreprenadform- förskjutningar

- 7- Eliminera upphandlingsform—

förskjutningar

' 8 Eliminera prisbestämningssätt-

förskjutningar

.1 Behandlingen. av vissa prrsbestammn klaras 1 avsnitrö. 6.3.

Krav Krav Olämpligt Krav Krav

Olämpligt Olämpligt Olämpligt Olämpligt

Olämpligt -

Olämpligt

Intresse

Krav Krav Olämpligt Krav Krav Olämpligt

Olämpligt Olämpligt Olämpligt Olämpligt

Olämpligtl

gssåttförskjutningar år för tidskoefficientens del beroende av indexberäkningarnas utformning, vilket närmare för-

Intresse Intresse

Krav Krav Olämpligt Krav Krav

Olämpligt Olämpligt Olämpligt

"Olämpligt

Olämpligt Olämpligt

Krav Krav Olämpligt Krav Krav

Olämpligt Olämpligt Oämpligt Olämpligt Olämpligt Olämpligt

Intresse Intresse

Önskemål Önskemål Önskemål

Krav Krav

Olämpligt Krav Olämpligt Krav Olämpligt Krav Olämpligt Krav

" Olämpligt Krav 4 -

Olämpligt

Intresse Intresse

Önskemål Önskemål Önskemål

Krav Krav

Olämpligt Krav Olämpligt Krav Olämpligt

Krav

Olämpligt Krav Olämpligt 'Krav

Olämpligt

Beräknings- underlag till- gångligt Beräknings- underlag till- gängligt

X (tids- och nivå- index)

X (nivåindex) X (nivåindex)

X X Se under D

Tabell/:.- 3. krom.).

Byggnadsprisindex, byggherre- orienterad och producentorienteradl

9. Eliminera hustypförskjutningar

10. Eliminera byggnadsmetod- förskjutningar

E. BERÄKNINGSUNDEKLAG

la Slutkostnader för under aktuell period färdigställda hus lb Slutkostnader för under aktuell period påbörjade hus

lc Kostnad för under aktuell period utförda husbyggnads- arbeten

ld Anbudssummor (ev. approxima- tivt uppräknade till slutsummor) för under aktuell period färdig- ställda eller beräknat färdig- ställda hus Anbudssummor (just. för ev. inräknad entreprenadindex- reglering och uppräknade till preliminära lånebeslutstillfället) för hus med prel. lånebeslut under aktuell period Periodfördelade anbudssummor (just. för ev. inräknad entrepre-

Paritetstalen Olämpligt

Olämpligt

Idealt

Olämpligt Olämpligt

Operativt Operativt

nadindexreglering och uppräknade

till preliminära lånebeslutstill- fället) för under aktuell period pågående husbyggnadsarbeten Periodfördelade slutkostnader för under aktuell period

pågående husbyggnadsarbeten

O.åmpllgt Olämpligt

Tids- koefficienten

Olämpligt Olämpligt Olämpligt

Intresse

Olämpligt Olämpligt Önskemål Olämpligt Olämpligt

Övriga upp- räkningsbehov

Olämpligt

Olämpligt

Intresse Intresse

Olämpligt

Intresse

Önskemål Olämpligt Olämpligt

Allmän samhälls- ekonomisk analys

Olämpligt Olämpligt

Idealt

Operativt

Önskemål

Övrig inves- teringsanalys och prod uk- tionsanalys

Olämpligt

Krav

Olämpligt

Idealt

Operativt

Önskemål

Övrig pris- och kostnadsanalys

Olämpligt

Krav

Olämpligt

Intresse Intresse Intresse

Föreslagna alternativ

för byggnads- prisindexar

X

X

Senare just.- beråkn. för paritetstal

Ej möjligt alternativ X

Beräkning för paritetslänk

Kontraktssummor i stället

för anbudssummor Ev operativt

Påbörjade hus i stället för hus med preliminärt beslut

Ev operativt

PERIODICITET

Årsvis Kvartalsvis Mänadsvis Femårsintervall

Ev operativt Ev operativt

Krav Krav

E_v önskemdl Önskemål för ortskoefficienter

Ev operativt Ev operativt Ev operativt

Krav Onskemäl

Ev operativt

Krav Onskemäl

Ev operativt Ev operativt

K_rav Önskemål

Ev. alt. i kombi- nation med på- började hus,

se 3 nedan

Se anm. till

2 ovan

X X

Ev. för orts- index

Tabell 4: 4. Sammanställning av behovsundersökning rörande faktorprisindex för nvbyggda bostäder.

Faktorsprisindex

A. POPULATION

la Samtliga bostäder lb Enbart statsbelånade bostäder

2a Husbyggnad, grund och mark 2b Husbyggnad, grund och exploateringsarbeten 2c Husbyggnad och grund

2d Husbyggnad

3a Flerfamiljshus och småhus 3b Flerfamiljshus och enbart gruppbyggda småhus

3c Enbart flerfamiljshus

DELINDEXAR

Enbart husbyggnad Enbart husbyggnad exkl. installationsarbeten och tinplanering

Enbart grund Geografiska områden

Index— reglering av entreprenader

Idealt Operativt

Intresse Önskemål

Idealt Operativt Ev operativt Ev önskemål Ev önskemål Ev önskemål

Övriga uppräknings- behov

Idealt Operativt

Intresse

Önskemål

Idealt Operativt Ev operativt

Intresse Intresse Intresse Önskemål

Bostads- styrelsens ekonomiska analys

Önskemål

Intresse Önskemål

Idealt Operativt Ev operativt

Önskemål Önskemål Önskemål Intresse

Allmän samhälls- ekonomisk analys

Idealt Operativt

Olämpligt Idealt

Operativt Olämpligt

Idealt Operativt Ev operativt

Intresse

Övrig inves-

teringsanalys och produk- tionsanalys

Idealt Operativt

Olämpligt Önskemål Olämpligt

Idealt Operativt Ev operativt

Övrig pris- och kostnads- analys

Idealt Operativt

Ej behov

Önskemål

Idealt Operativt Ev operativt

Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål

Föreslagna alternativ

för faktor- prisindexar

X Se under B

Särskild index- serie för grupp- byggda småhus X

Olika produktionsavsnitt såsom grovplanering, finplanering, stomarbeten, VVS-arbeten, etc. Olika grupper av produktions- faktorer, såsom arbete, material, transporter, maskiner, omkostna- der, allmänna byggherrekostna— der, projekteringskostnader, etc. Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål Önskemål

Exploateringsobjekt /

Saneringsobjekt

Ev intresse

Intresse Intresse

Beräknings- underlag till—

gångligt

Platsbyggda/Prefabricerade Ev intresse Intresse Intresse »

FÖRSKJUTNINGSEFFEKTER

Eliminera strukturella förskjut- ningar av kvantitetskaraktår såsom högpris—, lågprisområdes- förskjutningar, prisgränsför- skjutningar, projektstorleksför- skjutningar och producent- storleksförskjutningar

Ev två olika serier (om möjligt)

Olämpligt/

Olåmpli gt / Önskemål

Olämpligt] Önskemål Önskemål Olämpligt Önskemål Önskemål

BERÄKNINGSUNDERLAG

Produktionsfaktorer för flerfamiljshus Krav Krav Krav Krav Krav Krav X Produktionsfaktorer för småhus Ev önskemål Leveranspriser (fakturapriser) Noteringspriser

Ev önskemål Ev särskild serie Önskemål X Intresse

Ev önskemål Ev önskemål Ev önskemål Önskemål Idealt Idealt Ev operativt Ev operativt Ev operativt Ev önskemål Önskemål Ev operativt

Önskemål Ev operativt

PERIODICITET

Årsvis Krav Krav Krav Krav Krav Krav X Kvartalsvis Krav Önskemål Krav Krav Önskemål Önskemål X Månadsvis Önskemål Ev önskemål Om möjligt

Metoder för beräkning av byggnadsindexar inom bostadsområdet

5 .1 Inledning

Den inventering och analys av föreliggan- de behov av byggnadsindexar för nyprodu- cerade bostäder, som kommittén utfört och redovisat i det föregående (kapitel 4), vi- sar att behov föreligger av fyra huvudkate- gorier av prisindexar, nämligen byggnads- prisindex, byggnadskostnadsindex, faktor- prisindex och funktionsprisindex.

Alla de prisindexar som i Sverige regel- bundet beräknas på byggnads— och anlägg- ningsområdet är som tidigare framhållits av typ faktorprisindex. För flertalet ända- mål erfordras emellertid indexar som mä- ter pris— eller kostnadsutvecklingen på den färdiga produkten (den färdiga byggna- den), dvs. indexar av typ byggnadspris- index eller byggnadskOstnadsindex. Kom- mittén har därför sett som sin viktigaste uppgift att tämligen ingående utreda frå- gan om konstruktionen av nämnda index- typer och främst då byggnadsprisindex.

När det gäller faktorprisindexar finns bå- de genom för nårvarande tillämpade kon- struktioner och genom tidigare utredningar en omfattande erfarenhet. Kommittén har därför icke ansett det erforderligt att pene- trera frågorna på detta område lika ingåen- de som för byggnadsprisindex. Arbetet har därför i första hand inriktats på att dra upp vissa allmänna riktlinjer för beräkningarna. Mot denna bakgrund har sedan en bedöm- ning gjorts av behovet av och möjligheter-

na till en översyn och anpassning av nuva- rande faktorprisindexar.

Då det gäller utredningarna kring faktor- prisindex har kommittén överenskommit med statistiska centralbyrån om en arbets- fördelning. Centralbyrån har därvid åtagit sig att i nära samarbete med kommittén ut- reda vissa frågor rörande metoderna dels för utarbetande av underlag för lönekost- nadsberäkningar, dels för prismätning, pris- insamling och uppgiftslämnarurval då det gäller materialpriser. En redogörelse för vissa av centralbyrån genomförda utredning- ar återfinns i avsnitt 5.8 och i bilaga 6.

Beträffande funktionsprisindex visar den företagna behovsinventeringen att beräk- ningar bör göras med utgångspunkt i al- ternativa funktionsenheter. Dessa beräk- ningar kan baseras på samma material som kommittén föreslår komma till användning vid beräkning av byggnadsprisindex och kan väsentligen erhållas som en biprodukt till beräkningarna av denna index.

I föreliggande kapitel ägnas avsnitten 5.2 —5.7 åt frågor avseende konstruktion av byggnadspris- och byggnadskostnadsindexar för nyproducerade bostäder. Härvid disku- teras och prövas olika metoder för beräk- ning av sådana indexar. Avsnitt 5.8 ägnas åt faktorprisindex och 5.9 åt funktionspris- index och därmed kombinerade beräkning- ar av kvalitetsindex.

5.2 Metoder för beräkning av byggnads- pris- och byggnadskostnadsindexar, huvud- problem och alternativa möjligheter

5.2.1 Inledning

Såsom framgått av kapitel 2 är ett grund- läggande problem vid konstruktionen av byggnadspris- och byggnadskostnadsindexar att finna metoder, som gör det möjligt att för de situationer indexen skall avse jämföra priser för byggnader av lika standard. Såväl principiella som praktiska svårigheter före- ligger emellertid vid definition och mätning av lika standard, eftersom de på markna— den förekommande byggnadsobjekten vid olika tillfällen har skilda kvalitetsegenska- per. Kommittén har funnit det lämpligt att i sin diskussion rörande valet av beräk- ningsmetod söka skilja mellan några olika typer av tillvägagångssätt vilka i princip skulle kunna vara möjliga att tillämpa vid konstruktionen av byggnadspris- och bygg- nadskostnadsindexar för bostadshus.

Det finns anledning att vid en beskriv- ning av de olika metoderna hålla isär två huvudgrupper. I den ena gruppen av meto- der — behandlad i avsnitt 5.2.2 baseras be- räkningarna på uppgifter som direkt aVSer slutprodukten. Fyra metoder av detta slag diskuteras, nämligen vad som kan kallas typhusmetoden, kvalitetsklassmetoden, kva- litetselementmetoden samt regressionsmeto- den (med varianter). De metoder som dis- kuteras i avsnitt 5.2.2 är i regel i princip möjliga att tillämpa vid konstruktion både av en byggnadspris- och en byggnadskost- nadsindex. Då det i texten för enkelhets skull i allmänhet talas endast om byggnads— prisindex, gäller därför i allmänhet samma uttalande i princip även för konstruktion av en byggnadskostnadsindex, under förut- sättning givetvis att de för en sådan kon- struktion erforderliga byggnadskostnadsdata finns tillgängliga.

Den andra huvudgruppen av metoder -— behandlad i avsnitt 5.2.3 — avser beräkning- ar som utförs på grundval av uppgifter från tidigare produktionsled. Antingen anknyter

beräkningarna därvid till de inputfaktorer (material, arbetskraft och kapital) som ingår i byggnadsprocessen eller sker de med ut- gångspunkt i kostnadskomponenter i mel- lanstadier av produktionsprocessen. I båda dessa fall måste man göra kompletterande beräkningar av den eljest utlämnade pro- duktivitetsförändringens effekt på slutpro- duktens pris eller kostnad. Två varianter av dessa indirekta metoder behandlas i det föl- jande, nämligen faktorprismetoden och kost- nadskomponentmetoden.

För var och en av de nämnda metoderna ges exempel hämtade från litteraturen och erfarenheter i Sverige.

5.2.2 Metoder vilka anknyter till slutprodukten

5 .2.2.1 Typhusmetoden

Då det gäller prisindexberäkningar i allmän- het är den s.k. representantvarumetoden den vanligast tillämpade. Den innebär att beräkningar för en viss varugrupp baseras på prisuppgifter insamlade för ett antal ut- valda representantvaror tillhörande och re— presenterande gruppen. Motsvarigheten här- till på bostadsområdet skulle vara beräk— ningar baserade på uppgifter avseende ett eller flera utvalda typhus representerande den grupp av hus beräkningarna skall avse.

I sin mest renodlade form, där huset de- finieras strikt med hänsyn till sin fysiska be— skaffenhet, innebär denna metod att man kommer ifrån kvalitetsvärderingsproblemen. Ansatsen har emellertid betydande svaghe- ter både praktiskt och principiellt. I de fall den kan ha tillämpats har den i allmänhet baserats på ett eller ett fåtal hus. Det är ofrånkomligt att dessa inte kan representera det totala byggandet annat än på ett mycket ofullkomligt sätt.

Även om man utvalde ett förhållandevis stort antal typhus, och urvalet skedde efter från statistisk synpunkt tillfredsställande me- toder, torde man med hänsyn till den stora variabiliteten i egenskaperna hos de hus som i praktiken byggs få räkna med en stor osä- kerhet i beräkningarna. Även om typhusen

definieras så att ett tillräckligt antal före— kommer i början av den period beräkning- arna skall avse, skulle en stor del av dessa icke återfinnas i populationen vid ett sena- re tillfälle. Det torde därför vara praktiskt omöjligt att åtminstone för flerfamiljshus tillämpa en renodlad typhusmetod. Därtill kommer att den byggnadspris— eller bygg- nadskostnadsindex vars beräkning baseras på vissa bestämda typhus inte fångar upp effekten på priserna av de produktivitets- vinster som kan förutsättas ske inom bygg- nadsindustrin som följd av övergång till från byggnadsteknisk synpunkt rationellare hus-

typer. I princip kan man emellertid uppställa

modifierade former av typhusmetoden som icke lider av de berörda bristerna. Ett exem- pel utgör en metod som under 1930-talet utarbetades av Ragnar Frisch och i enlig- het med vilken försöksvisa beräkningar ut- fördes i Norge.1

Indexberäkningarna utfördes på grundval av uppgifter från ett antal varianter av en viss typ av tvåfamiljsvilla av trä som byggdes i Aker, en förort till 0510, under åren 1932— 1938. De olika varianterna skiljde sig ifrån varandra vad beträffar antalet rumsenheter och lägenhetsyta. De kalkyler som låg till grund för indexberäkningarna var utomordentligt kom- plicerade. Endast ett mycket summariskt refe- rat av metoden ges i det följande.

Indexberäkningarna baserade sig på ett antal detaljerade byggnadsbeskrivningar, som före- kom samtidigt för var och en av de valda typ- husen (olika byggnadsbeskrivningar för olika byggmästare), och som bl. a. innehöll åtgångs- tal för relevanta inputfaktorer, som erfordra- des för uppförande av ifrågavarande byggnader. Prisuppgifter för inputfaktorer insamlades må- nadsvis. På basis av dessa och med utgångs- punkt i en genomsnittlig byggnadsbeskriv- ning uträknades vad husen skulle kostat att bygga vid olika tidpunkter.

För att ge en uppfattning om storleken av prismaterialet kan nämnas att för åren 1932— 1938 omfattade beräkningarna 50000 specifi- cerade utgiftsbelopp.

Beräkningsförfarandet gjordes beroende av om byggnadsbeskrivningen ändrats mellan två beräkningstillfällen. I det enklaste fallet då den inte ändrats erhölls den sökta indexen för ett visst hus såsom kvoten mellan de för de två tidpunktema beräknade utgiftsbeloppen. I de fall ändringar av beskrivningen inträffat skilde

Frisch mellan indifferenta ändringar och pre- ferenta ändringar.

Med indifferenta ändringar avsågs ändringar som inte påverkade husens standard sedd ur den boendes synvinkel. Sådana ändringar kun- de emellertid leda till ändrad åtgång av pro- duktionsfaktorer. I så fall ändrades uppgifterna om åtgångstalen i beräkningarna. Produktivi- tetsvinster i byggprocessen beaktades således genom ändringar av byggnadsbeskrivningen. Även i detta fall var indextalet en kvot mellan ifrågavarande perioders beräknade utgiftssum- mor.

Med preferent förändring av byggnadsbe— skrivningen avsåg Frisch förändringar som påverkade husens standard sedd ur den boen- des synvinkel. Här tillämpades olika metoder beroende på förändringens karaktär.

I de fall där det gällde förändringar i ut- rustningsstandarden beräknades ett indextal genom att utgiftssumman enligt jämförelse- priser dividerades med motsvarande utgifts- summa enligt jämförelseperiodens byggnads- beskrivning och basperiodens faktorpriser. Eventuella produktivitetsförändringar som var kombinerade med sådana preferenta föränd- ringar blev med nämnda korrigeringsmetod in- te beaktade.

I de fall kvalitetsförändringarna påver- kade driftskostnadema tillämpades ett annat förfarande. Frisch beskriver ingående ett fall med en förändring av värmeisoleringen i ytterväggarna. Hänsyn til-l denna kvalitetsför- ändring togs genom jämförelser mellan olika slag av värmeisolering samt kostnaderna för dessa. På detta sätt fastställdes sambandet mellan värmeisoleringen hos ytterväggarna och motsvarande priser. En korrigering till lika standard kunde sedan vidtagas på grundval av dessa beräkningar.

Det kan ytterligare tilläggas att för jäm- förelser över längre tidsperioder avsågs en kedjeindex komma till användning. Några fort— löpande indexberäkningar med Frischs metod synes dock aldrig ha kommit till utförande.

5.2.2.2 Kvalitetsklassmetoden

Kvalitetsklassmetoden förutsätter att man för de perioder som skall jämföras vid in- dexberäkningarna disponerar statistiska upp- gifter för berörda bostadshus (eller ett urval av dem) dels om byggnadspriser, dels om olika för kvalitetsvärderingen relevanta ka- rakteristika för dessa hus. Metoden innebär

1 Ragnar Frisch, En byggekostnadsindeks grunnlagt på de faktiska byggeforhold till envar tid. Statsökonomisk Tidskrift 1943.

att man med utgångspunkt i de ifrågava— rande kvalitetsvariablema indelar materia- let i ett antal klasser. Klassindelningen kan t.ex. gälla lägenhetsytans storlek, genom- snittligt antal rum per lägenhet, ytan för andra lokaler i huset, husets höjd i våning- ar, förekomst eller icke förekomst av olika slag av utrustning, av bilplatser m. m. Des— sa olika klassindelningar korsas sedan med varandra, varvid erhålls ett antal celler. Ob- servationerna för de två situationer som vid en indexberäkning skall jämföras med var- andra fördelas på dessa celler. Indextal be- räknas sedan för varje cell för sig genom jämförelse mellan de för de två tidsperio- derna beräknade genomsnittsprisema för de bostadshus som tillhör cellen. Totalindextal erhålls genom sammanvägning av indexta- len för de olika cellerna med hänsyn tagen till dessas relativa betydelse i regel vid bas- eller jämförelseperioden.

Liksom vid den renodlade typhusmeto- den behöver man vid kvalitetsklassmetoden inte göra några särskilda fristående kvali- tetsvärderingar. Metoden innebär att kvali- tetsvärderingen sker automatiskt utifrån det tillgängliga materialet. Det förutsätts därvid att prisbildningen är sådan under bas— eller jämförelsesituationen beroende på vilken situations värderingar som tages som ut- gångspunkt vid kvalitetsrensningen att skillnaderna mellan olika klasser i genom- snittliga priser (kostnader) ger ett uttryck för kvalitetsskillnadema. Till skillnad från typhusmetoden gör kvalitetsklassmetoden det möjligt att basera beräkningarna på ett stort material som kan vara ett totalmaterial eller utgöra ett statistiskt sannolikhetsurval. Metoden kan också tillämpas så att man väljer ut ett antal representanthus som i det- ta fall får definieras med utgångspunkt i ett antal, med lämplig metod, valda celler.

Kvalitetsklassmetoden bygger på förut— sättningen att man genom klassindelningen uppnår att bostadshusen i varje cell approxi- mativt är kvalitetsmässigt lika. Häri ligger också metodens problematik. En långt dri- ven klassindelning medför nämligen om icke materialen är mycket stora att index— beräkningar inte kan utföras, eftersom ob-

servationer kommer att saknas i många cel- ler för antingen bas- eller jämförelseperio- den. En indelning i få klasser å andra si- dan medför risk för att relativt stora kvali- tetsförändringar inom de olika cellerna läm- nas obeaktade.

5.2.2.3 Kvalitetselementmetoden

Kvalitetselementmetoden innebär liksom kvalitetsklassmetoden att man specificerar ett erforderligt antal kvalitetskarakteristika (kvalitetselement). Till skillnad från kvali— tetsklassmetoden förutsätter den dock att man direkt värderar dessa kvalitetsegenska— per t.ex. genom att ange ett värde i kronor per m? våningsyta, per utrustningsenhet av olika slag osv. Med utgångspunkt i dessa värden görs därefter en beräkning av bas- periodens och jämförelseperiodens grund— värden. Två kvoter uträknas, nämligen dels kvoten mellan de för jämförelse— och bas- period faktiskt konstaterade byggnadspriser- na, dels kvoten mellan de efter fasta nor- mer (i fasta priser) beräknade grundvärde- na. Den första kvoten ger ett uttryck för värdeförändringen, den andra för volym- förändringen, och kvoten dem emellan ger det sökta prisindextalet.

Den från praktisk synpunkt närmast till hands liggande vägen i detta fall torde vara att värdera kvalitetsskillnadema för de olika objekten med utgångspunkt i kvalitetsele- mentens produktionskostnader. Metoden för- utsätter i denna utformning att dessa kan adderas. Någon hänsyn tages således icke till att exempelvis kombinationer av kvali- tetselement (vid konsumentvärdering) kan höja värdet av den undersökta produkten i vissa fall mer, i andra fall mindre, än vad som blir resultatet av en ren addition av kostnaderna för de olika kvalitetselementen. En annan faktor som försummas med kva- litetselementmetoden är att eventuella - i prissänkande riktning verkande produkti- vitetsvinster kan uppkomma när vissa kva— litetskarakteristika för ifrågavarande pro- dukt kombineras i en byggnad.

De beräkningar av låneunderlag och pant- värde som genomförs i samband med bo-

stadslångivningen är av den karaktär som här avses. Det ligger nära till hands att tän- ka sig att den värdering av bostadshus som på detta sätt genomförs i samband med den statliga bostadslångivningen kan användas som underlag för indexberäkningar. Meto— den diskuteras och prövas i ett särskilt av— snitt i det följande (se avsnitt 5.5.3).

Ett praktiskt exempel på tillämpning av kvalitetselementmetoden vid beräkning av byggnadsprisernas utveckling utgör en un- dersökning som utförts av Branko Salaj.1

I undersökningen, som är baserad på mate- rial hämtat från den statliga bostadslångiv- ningen, studeras bostadsproduktionens prisut- veckling för flerfamiljshus åren 1950—1965. Som statistiskt underlag användes bostadssty- relsens s.k. viscarder över de statliga lån- givande organens slutliga beslut om bostads- lån nämnda år. Viscarderna utgör samman- fattningar av de viktigaste ekonomiska och tekniska uppgifterna av låneärendena. Det ur- sprungliga materialet omfattade drygt 703 000 lägenheter i flerfamiljshus, men efter elimi- nering av vissa bostadstyper, främst s. k. kate- gorihus, återstod 611000 lägenheter eller ca 3/5 av den totala bostadsproduktionens volym under den analyserade perioden.

I undersökningen analyseras utvecklingen av byggnads-, tomt- och produktionspriserna, där det sistnämnda priset utgör summan av de två föregående priserna. Som utgångspunkt för beräkningen läggs en serie över utveck- lingen av det genomsnittliga priset per lägen- het. Detta korrigeras sedan för den beräknade effekten av olika under perioden inträffade kvalitetsförändringar. Vid denna korrigering av de inträffade genomsnittliga prisföränd- ringarna till att avse lägenheter av lika standard används kvalitetselementmetoden.

Eftersom uppgifter om bostadshusens kvali- tetsegenskaper _ med undantag för utrymmes- standarden inte finns att tillgå på bostadssty- relsens viscardkort uppskattades med hjälp av särskilt anlitade experter det genomsnittliga värdet per rn2 hyresyta av de kvalitetsföränd- ringar som inträffat mellan åren 1953 och 1963 för vissa kvalitetselement, som ansågs klart på- verka konsumenternas bostadsstandard. Med hy- resyta avsågs summan av lägenhetsytan och den omräknade ytan av vissa lågvärdiga lokaler.

Vid värdering av kvalitetsförändringarna beaktades förbättringar i lägenheternas ut- rustning, övrig bostadsutrustning och ökningen i parkeringsplatser, lekplatser och grönytor som inträffat mellan åren 1953 och 1963. Värderingen gjordes i 1963 års priser. Kvali-

tetscgenskaper som påverkat bostadshusens un- derhålls- och bränslekostnader beaktades icke vid kvalitetsrensningen.

Eftersom lägenhetsstorleken ökat under nämnda tidsperiod och priset per m= lägen- hetsyta under i övrigt lika omständigheter sjunker med stigande lägenhetsstorlek utfördes även en korrigering för att man byggt större lägenheter.

5.2.2.4 Regressionsmetoden

Vid kvalitetselementmetoden, sådan den be- skrivits i föregående avsnitt, väljs värdering— arna av de olika kvalitetsegenskapema ut- ifrån. De grundas t. ex. på tekniska bedöm- ningar, på studier utförda på tidigare ma- terial osv. Vid kvalitetsklassmetoden baseras beräkningarna på värderingar som finns att hämta inom materialet. Dessa värderingar framtas icke i siffermässig form utan är knutna till den valda klassindelningen. Det föreligger emellertid möjlighet att ur själva det material för vilket prisindexberäkningar skall utföras utvinna kvantitativt preciserade värderingar av det slag som tillämpas i kva- litetselementmetoden. Olika statistiska skatt- ningsmetoder kan härvid komma i fråga. En nära till hands liggande metod är den som här kallats regressionsmetoden. _

Regressionsmetoden innebär att byggnads— priset betraktas som en funktion av olika för indexberäkningarna relevanta kvalitets- egenskaper. Dessa antages kunna uttryckas numeriskt. Regressionen mellan byggnads- priset och de olika kvalitetsegenskapema be— stämmes, varefter indextal beräknas med ut- gångspunkt i regressionsuttrycken.

Ett enkelt exempel kan belysa vad meto- den innebär. Antag att byggnadspriset (Y) för bostäder beror av en enda kvalitetsva— riabel (X), t. ex. våningsytan, och att sam- bandet är linjärt. De två för indexberäk- ningen aktuella perioderna kallar vi baspe- rioden och jämförelseperioden och beteck— nar dem med 0 resp. I. I figur 5.1 åskådlig- görs det förutsatta sambandet för jämförel-

1 Branko Salaj, Bostadsproduktionens pris- utveckling, Industriens utredningsinstitut, Stock— holm 1968.

; Y, (pris i kronor per lägenhet) i

seperioden med en linje. Linjen motsvarar ekvationen

Yt=at+thl (5-1)

En motsvarande linje

Yo=ao+ boXo (5.2) kan givetvis beräknas för basperioden. Om sambandet inte är exakt det förutsatta men gäller approximativt, kommer man vid mät- ningar att för enskilda bostäder erhålla vär- den, som avviker från men grupperar sig kring linjen. Detta åskådliggörs av punkter- na i figur 5.1.

Sedvanliga metoder för regressionsanalys innebär att nämnda linje, som inte i förväg är känd utan skall beräknas ur materialet, bestäms så att summan av kvadratema på de lodräta avstånden från de enskilda observa- tionerna (punkterna i figuren) till linjen minimeras. Den så skattade s.k. regressions- 1injen kan sägas återge det genomsnittliga sambandet mellan byggnadspriser och kva- litetsegenskaper under perioden t. I regres- sionslinjens ekvation representerar a, ett fast belopp (pris), som utgår för en lägenhet oav- sett värdet på kvalitetsvariabeln X ,. Koeffi- cienten b,, som anger linjens lutning, kan

% X, (t ex m2 våningsyta)

tolkas som priset per enhet för kvalitetsva- riabeln.

Antag att kvalitetsvariabelns värde (i det- ta exempel våningsytan i rn?) för en lägenhet för basperioden är 80 och motsvarande byggnadspris är 70 000 kronor. Genom att sätta in värdet 80 i jämförelseperiodens re- gressionsuttryck, erhålls en skattning av vad basperiodens genomsnittsbostad hade kostat om jämförelseperiodens byggnadsprisnivå hade varit rådande under basperioden. Antag att det fasta beloppet (a,) utgörs av 15 000 kronor och beloppet per enhet för kvalitets- variabeln (b,) är 750 kronor. Det sökta be- loppet blir då 15 000 + 750'80 : 75 000 kronor (se figur 5.1).

Byggnadsprisindexen för jämförelsen mel- lan perioderna erhålles såsom kvoten mel- lan de bägge nämnda beloppen.

75 000

1 =——-100=1071 ”' 70000 '

(5.3)

På ett liknande sätt kan flera kvalitets- variabler beaktas samtidigt genom tilläm- pande av s. k. multipel regression. Det för- utsätts därvid att ett linjärt samband råder mellan det genomsnittliga byggnadspriset för en grupp av likartade hus och k stycken kvalitetsvariabler X 1, X2, ..... X ,, som ka-

rakteriserar denna grupp. För det enskilda huset gäller inte detta samband exakt, men avvikelsen beskrivs av en störningsterm u, vars värde antas vara absolut sett tämligen litet.1 Det multipla regressionsuttrycket för tidpunkten ! kan då tecknas

Y,=a, +quu+b21X2p . . . 'i'bktht'irll, (5.4) eller

k Y,:a,+ Zb,,X,,+u, (5.5) [:l

där Y, =byggnacispriset vid tidpunkten t X,, = den izte kvalitetsegenskapen (i = 1 . . . k) vid tidpunkten t b,, : regressionskoefficienten (»priset») för motsvarande kvalitetsegenskap vid tidpunkten ! ut: störningsterm Y, brukar kallas den beroende variabeln och X,, de förklarande variablerna. Om t = 0 erhålls regressionsuttrycket för bastidpunkten

(5-6)

På samma sätt som när vi betraktade endast en förklarande variabel i regressions- ekvationen kan a,, resp a, uppfattas som ett fast belopp (pris) som utgår för en bostad oavsett värdet på kvalitetsegenskapema (X,), medan koefficienterna b,, och b,, kan tol- kas som priser för motsvarande kvalitets— egenskaper (i).

Om parametrarna (dvs a- och b-värdena) i regressionsuttrycken beräknats både för tidpunkten 0 och för tidpunkten 1 kan så— väl en Laspeyres (L) som en Paasches (P) prisindex bildas.

k Y0 =ao+ meXm-i- u,, i=1

a, '" anyio

L lo,: _ ao+ ZbiOXiO

. 100 (5.7)

a,+2'b,,X,,

P Io:= —— ao+ Eb," X,,

- 100 (5.8)

där X,, är det för observationerna under jämförelseperioden ! gällande genomsnittli-

ga värdet för den izte kvalitetsegenskapen och X,, är motsvarande genomsnitt för bas- perioden.

Uttryckt i ord kan ett multipelt regres- sionsuttryck i detta fall sägas ange bygg- nadspriset vid en viss tidpunkt såsom be— roende av vissa (ett bestämt antal) kvali- tetsegenskaper. För beräkning av hur bygg- nadspriserna förändrats från basperiod till jämförelseperiod sätter man in det först- nämnda tillfällets genomsnittliga kvalitets- kombination i jämförelseperiodens regres- sionsuttryck och erhåller på så sätt ett be- räknat byggnadspris för ifrågavarande ge- nomsnittsbyggnad i jämförelseperiodens prisnivå. Kvoten mellan det så beräknade värdet vid jämförelsetidpunkten och det faktiska priset vid bastidpunkten utgör den relevanta byggnadsprisförändringen uttryckt i ett indextal. Detta indextal är en L-index, eftersom jämförelsen görs med utgångs- punkt i basperiodens genomsnittshus.

På likartat sätt kan man beräkna hur mycket den under jämförelseperioden bygg- da genomsnittliga bostaden kostade under basperioden genom att utnyttja regressions- uttrycket för denna tidsperiod. Det då er- hållna indextalet är en P-index.

Ovan har förutsatts ett linjärt samband mellan kvalitetsegenskapema och byggnads- priset. Ett regressionsförfarande kan emel— lertid tillämpas även vid andra funktions- samband. För att den sedvanliga linjära re- gressionsmetoden skall kunna tillämpas mås— te dock dessa funktionssamband vara såda- na att de kan transformeras till uttryck som är linjära i parametrarna som skall beräk- nas.

Andra skattningsmetoder än minsta kvadratmetoden kan också komma i fråga. Vid i avsnitt 5.3—5.5 redovisade undersök- ningar har förutom med den sedvanliga re— gressionstekniken beräkningar även utförts med en kombination av faktoranalys och regressionsanalys.

Som exempel på byggnadsprisindexberäk- ningar på basis av en regressionsmodell kan

1 Denna störningsterm har i förenklande syfte slopats i uttrycken (5.1) och (5.2) ovan.

nämnas vissa försöksberäkningar för nybyggda småhus (single-family houses) som utförts av Bureau of the Census i USA för åren 1963— 1967.1

Beräkningarna grundade sig på ett sannolik- hetsurval av 7000—10000 försålda nybyggda småhus för vartdera av nämnda år. Som be- roende variabel användes byggnadspriset per hus. Följande åtta egenskaper utnyttjades som förklarande variabler i analysen.

1. Husets storlek (lägenhetsyta)

2. Antal våningar

3. Antal badrum

4. Tillgång till eller frånvaro av luftkon- ditionering

5. Parkeringsmöjligheter för bil

6. Källare eller källarlöst hus

7. Geografisk belägenhet (12 geografiska områden)

8. Husets belägenhet i förhållande till tät- ort.

Man prövade även ett antal ytterligare variabler i analysen, nämligen antal rum, an- tal sovrum samt fem utrustningsdetaljer: tvätt- maskin, tvättorkare, kylskåp, köksspis och diskmaskin. Analysen genomfördes stegvis. Man fann att ett samtidigt medtagande av variablerna antal rum och antal sovrum i regressionen inte förbättrade resultatet av denna, eftersom dessa variabler var högt korrelerade med tidigare i beräkningarna med- tagna variabler (antal våningar och antal badrum). Inte heller de fem utrustningsdetaljer- na gav ett signifikant tillskott till förklaringen av variationen i byggnadspriserna.

Ovan uppräknade karakteristika kvantifie-

genom klassindelning av materialet. Även lägenhetsytan klassindelades. Metoden innebar att för varje klass bildades vad som här och i det följande skall kallas en klass- ningsvariabel (engelska dummyvariabel). En sådan variabel är så beskaffad att den antar värdet 0 eller 1 beroende på om observationen tillhör klassen eller ej.2 På detta sätt bildades 35 klassningsvariabler. Anledningen till att man undvek att använda kvantitativa variabler även där så hade varit möjligt (för ytor, antal etc.) var att man vid provberäkningar funnit att sambandet mellan ifrågavarande förklaran- de variabler och byggnadspriserna inte var linjärt. Metoden med k—lassningsvariabler gav därför bättre regressionsanpassning.

Regressionsberäkningar utfördes för vartde- ra av åren 1963—1967. Determinationskoeffi- cienten (R?) uppgick därvid till ca 0,70 för de beräknade regressionsuttrycken. Detta innebär att de oberoende variablerna förklarade ca 70 procent av variationen i priserna på ifråga- varande småhus. rades

___ ZqurM—ss 251363 Xi,64—65 där 10, är indextalet för år t bn är regressionskoefiicienterna för jäm- förelseåret (t) X1,64_65 är vägningstal beräknade som genomsnitt för perioden 1964—1965

. 100 (5.9)

10,

Oberoende av de amerikanska indexbe- räkningarna har regressionsmetoden 1967 prövats inom statistiska centralbyrån vid vissa försöksberäkningar för en byggnads- prisindex avseende s.k. gruppbyggda små- hus (egentligen småhus som ej skall bebos av lånesökanden). I föreliggande avsnitt ges en kortfattad beskrivning av nämnda prov- beräkningar. En mera ingående redogörelse lämnas i bilaga 4.

I beräkningarna användes uppgifter hämtade från de ansökningshandlingar som låg till grund för preliminärt beslut om bostadslån åren 1965 och 1966. Som priser på ifrågava— rade hus användes i de flesta fall det av länsbostadsnämnderna godkända högsta för- säljningspriset. När det gäller småhus byggda av bostadskooperativa företag för upplåtelse med bostadsrätt skattades byggnadspriset per hus genom att pantvärdet för det enskilda huset antogs stå i samma relation till det totala pant- värdet för projektet som motsvarande byggnads- pris till värdet av hela projektet. Gruppbyggda småhus, som upplåtits mot hyresrätt, ingick inte i undersökningen. De byggnadspriser som låg till grund för beräkningarna inkluderade inte värdet av mark- och exploateringskostnader.

Kvalitetsproblemet löstes i centralbyråns be- räkningar på så sätt att materialet först in- delades i ett antal klasser valda så att de i varje klass ingående husen skulle vara så homogena som möjligt med avseende på vissa egenskaper hos husen. Sammanlagt bildades 16 olika klasser, varvid hänsyn togs till om husen var en- eller tvåvåningshus, med eller utan in- redningsbar vind, med eller utan källare, med eller utan fasadtegel som ytterbeklädnad. Dess- utom gjordes en stratifiering i fem geografiska områden. Denna stratifiering tillgick så att län för vilka den genomsnittliga kvoten mellan byggnadspris och pantvärde, beräknad ur ob-

1John C Musgrave, The measurement of price changes in construction. Journal of the American Statistical Association, Volume 64 (September 1969), s. 771—786.

Tekniken med klassningsvariabler (dummy- variabler) vid regressionsberäkningar behandlas i avsnitt 5.3.3.2.

servationsmaterialet, var av ungefär samma storlek sammanfördes till ett Stratum. Det vid stratifieringen utnyttjade låneunderlaget hade vid denna beräkning rensats från tids- och ortskoefficienter.

Inom varje kvalitetsklass och geografiskt om- råde antogs byggnadspriset vara en linjär funktion av våningsyta, biutrymmesyta i käl- lare, k-värde i ytterväggarna och en standard- variabel. Den sistnämnda variabeln bildades så att värdet av olika utrustningsdetaljer etc. en- ligt bostadsstyrelsens enhetsvärden för pantvär- deberäkning (i 1.1.1963 års priser) — summe- rades för varje hus.

Genom att för olika geografiska områden och kvalitetsklasser ersätta uppdelningen med klass- ningsvariabler som antar värdet 1 eller 0, be- roende på om observationen tillhör klassen eller ej, kunde beräkningarna utföras på basis av ett enda regressionsuttryck för varje jämförelse- period. Det använda materialet omfattade totalt 1 452 observationer (hus eller hustyper) fördela- de på 717 observationer 1965 och 735 observa- tioner 1966. Beräkningarna utfördes med hjälp av ett särskilt datorprogram som tillät an- vändning av upp till 80 variabler.

Vid regressionsberäkningarna utnyttjades två modeller. I den ena modellen antogs bygg— nadspriset vara en linjär funktion av ett antal kvalitetsegenskaper och geografiska områden på det sätt som ovan beskrivits. I den andra mo- dellen förutsattes detta samband gälla när den beroende variabeln (byggnadspriset) var 10- garitmerad. Dessa bägge modeller visade sig vara likvärdiga vid förklaring av variationen i byggnadspriserna. Modellerna gav även närlig- gande resultat vid beräkning av indextal.

Beträffande resultatet av regressionsberäk- ningarna kan sägas att de valda variablerna för- klarade ca 65 procent av variationen i bygg- nadspriserna för 1965 års hus och 70 pro- cent av motsvarande variation för 1966 års hus.

5.2.3 Metoder vilka icke anknyter till slutprodukten

5 .2.3 .1 Faktorprismetoden

I fall då det ställer sig svårt att på ett entydigt och klarläggande sätt mäta kvali- teten hos den slutprodukt för vilken man egentligen vill mäta prisutvecklingen, an- vänds ofta en metod som består i att man i stället utgår från prisutvecklingen på de pro- duktionsfaktorer som utnyttjas vid fram- ställning av produkten i fråga. Denna me- tod tillämpas inte bara på byggnads- och an- läggningsområdet utan även på vissa andra

områden. Då det gäller byggnads- och an- läggningsområdet innebär metoden att man utgår från en faktorprisindex. Såsom fram- gått av det föregående har faktorprisindex i stor utsträckning kommit att direkt an- vändas såsom ersättare för en byggnadspris— index eller en byggnadskostnadsindex. Som framhållits leder detta till ett systematiskt fel, eftersom man försummar effekten på prisutvecklingen av den produktivitetsför- ändring som sker inom byggnads- och an-' läggningsverksamheten, och vilken i regel får antas vara positiv.

Om man fristående kunde beräkna pro- duktivitetsutvecklingen, skulle det i prin- cip vara möjligt att skatta en byggnadskost- nadsindex genom att utgå från en faktor- prisindex och korrigera denna med hänsyn till produktivitetsutvecklingen. Kunde man på ett motsvarande sätt separat mäta ränta- bilitetsutvecklingen i byggnads- och anlägg- ningsindustrin, skulle man också genom korrigering av byggnadskostnadsindexen för räntabilitetsförändringar kunna beräkna en byggnadsprisindex.

Vid beräkning av en produktivitetsindex skall man emellertid i princip mäta åtgången vid olika tillfällen av produktionsfaktorerna arbetskraft och kapital samt av material vid nybyggnad av en i tiden i standardhänseen- de oförändrad produkt. Detta innebär i själ- va verket att man, för att kunna konstruera en produktivitetsindex - liksom en räntabi- litetsindex i princip behöver ha känne- dom om byggnadskostnadernas och bygg- nadsprisernas förändring vid lika standard. Man är således här inne i ett cirkelresone- mang.

Skall metoden att beräkna byggnadskost- nads- och byggnadsprisindex med utgångs- punkt i faktorprisindex vara framkomlig förutsätter det att man kan och finner det acceptabelt att göra förenklande antagan— den beträffande produktivitets— och ränta- bilitetsutvecklingen. Ett exempel på ett så- dant förfarande har man i beräkningen av bostadsstyrelsens s.k. värderingsindex, vil- ken beskrivits i kapitel 3. Utgångspunkten vid beräkningen av denna index är statis- tiska centralbyråns byggnadskostnadsindex

från vilken ett särskilt produktivitetsavdrag görs. Avdragets storlek torde i detta fall vara fixerat med utgångspunkt i allmän be- dömning snarare än grundat på faktiska be- räkningar, varför det måste betecknas som skönsmässigt. Även om ett produktivitetsan- tagande av detta slag kan baseras på i och för sig tillfredsställande beräkningar för vis- sa »stolpår» eller för trenden över längre perioder, torde den grundläggande förut- sättningen om en jämn produktivitetsutveck- ling dock icke hålla. I princip kunde me- toden ytterligare förfinas, t. ex. om det skul- le visa sig möjligt att med acceptabel ap- proximation statistiskt förklara tillfälliga fluktuationer i produktivitetsutvecklingen (t. ex. med variationer i sysselsättningsgra— den inom industrin) liksom ändringar i trenden. För verifiering och kontroll av stabiliteten av sådana samband torde emel- lertid komma att erfordras löpande bygg- nadsprisindexberäkningar.

Ett annat exempel på ett försök att ge- nom vissa begränsande antaganden kringgå det ovan berörda cirkelresonemanget utgör en modell som tillämpats av Douglas C Dacy.1

Dacy har i Förenta staterna vid produkt- prisberäkningar, som praktiskt tillämpats på vägbyggen, utgått från inputsidan. Modellen förutsätter att volymmässiga förändringar i input av material är proportionella mot volym- förändringar i output. Dacy antar att endast två inputfaktorer förekommer, nämligen ar- betskraft och byggnadsmaterial. En utvidg— ning av metoden till att även omfatta kapital- tjänster låter sig emellertid i princip lätt goras.

Vidare förutsätts att möjligheterna till sub- stitution mellan arbetskraft och material samt mellan kapital och material är ringa, och att man därför i beräkningarna kan bortse från den. Om även kapitaltjänster beaktas i mo- dellen, antas däremot att substitutionsmöjlig— heter mellan arbetskraft och kapital föreligger.

Om nämnda förutsättningar är uppfyllda i praktiken kommer materialandelen i bygg- nadsproduktionen vid en tidpunkt jämförd med en annan att påverkas dels av den relativa prisutvecklingen mellan material och produk- tionsfaktorerna arbetskraft och kapital, dels av produktivitetsutvecklingen, som enligt model- lens förutsättningar endast påverkar kapital- och arbetskraftsåtgången.

Det kan visas att den sökta outputindexen i

detta fall kan uttryckas som en prisindex för material multiplicerat med en faktor som bildats av kvoten mellan den procentuella an- delen material i produktionsvärdet vid bas- respektive jämförelsetidpunkten. Eftersom även vinstvariationer kommer att påverka en på det- ta sätt beräknad index, kan denna närmast karakteriseras som en byggnadsprisindex.

5 .2.3 .2 Kostnadskomponentmetoden

Ovan har endast diskuterats alternativen mätning vid slutproduktstadiet eller beräk- ning av en faktorprisindex korrigerad för ef- fekten av produktivitetsändringar. Möjlighet kan också föreligga att genomföra beräk- ningar på mellanprodukter eller snarare med anknytning till olika slag av på ett tekniskt sätt lämpligt avgränsade kostnadskomponen- ter i det färdiga huset.

I Västtyskland har man sedan 1958 ut- fört byggnadskostnadsindexberäkningar ef- ter en sådan metod.2

Den i Västtyskland tillämpade metoden innebär att man löpande följer prisutveck- lingen på vissa noggrant specificerade kostnads- komponenter, som prissätts särskilt i samband med anbudsgivningen. Kostnadskomponenterna är prissatta i enheter mz, 1113, st. etc. samt så konstruerade att de inkluderar både material- kostnader och kostnader för åtgången av ar- betskraft och kapitaltjänster för produktion av ifrågavarande enheter. Byggnadsentreprenö- rens vinst eller förlust beaktas emellertid inte. De beräknade indexarna är därför närmast att betrakta som byggnadskostnadsindexar. I föl- jande lista ges några exempel på de kostnads- komponenter som används.

i. Mark- och grundarbeten Pris per rn? att frigöra och frakta bort jord

» m3 att gräva grund i medelsvåra mark- förhållanden

ii. Mureri- och betongarbeten Pris per m2 murning med tegel » lättbetong » cementhålsten Pris per m2 gjutning med armerad betong ti-ll innerväggar

1 Douglas C Dacy, A Price and Productivity Index for a Nonhomogeneous Product, Journal of the American Statistical Association, Volume 59, (June 1964), s. 469—480. Zur Revision der Baupreisstatistik och Neuberechnung von Preismessziffern ftir Bau- leistungen und eines Preisindex fiir Wohnge- bäude, Wirtschaft und Statistik, Band 11, No— vember 1959, s. 585—593.

iii. Snickeriarbeten Pris per 1113 framkörniug av bjälklag för tak- läggning Pris per m3 sammansättning av dito

iv. Stomkompletteringsarbeten Pris per st isättning av enkelt fönster » dörr » fönsterluckor

v. Målningsarbeten Pris per rn2 målning av golv

» putsade och spacklade ytor

De tillämpade definitionerna av de olika kostnadskomponenterna är standardiserade i Västtyskland. Detta torde vara en förutsättning — eller i varje fall av stor betydelse för att metoden skall kunna utnyttjas praktiskt för konstruktion av indexar. De västtyska index- beräkningarna omfattade ursprungligen endast bostadshus men har sedan successivt utvidgats med nya indexar. För närvarande beräknas indexar för bl.a. bostadshus, kontorshus, in- dustribyggnader, lantbruksbyggnader och bygg- nader för skilda verksamheter (byggnader med lokaler för exempelvis såväl bostäder som kon- tor och/eller affärer).

Totalt insamlas uppgifter kvartalsvis på 240 medvetet utvalda kostnadskomponenter, som representerar olika kostnadsslag i byggnads- processen. Prisuppgifter insamlas från ca 3 700 entreprenörer som lämnar tillsammans ca 23 000 prisuppgifter vid varje prisinsamling.

Vikter har beräknats genom massberäkningar för vissa utvalda typprojekt. För bostadshus har t. ex. 14 noggrant definierade en- och två- familjshus utvalts och för flerfamiljshus 15 olika typer. För varje hustyp har en budget konstruerats. Indexberäkningar utförs för var och en av hustyperna. Dessa delindextal vägs sedan i sin tur samman, beroende av de olika hustypernas relativa frekvens vid bastillfället, till en total index.

5.2.4 Kommitténs kommentarer och slutsatser

Det synes uppenbart att konstruktionen av byggnadspris- eller byggnadskostnadsindex, som de definierats i avsnitt 2.3.2 måste vål- la särskilda problem, eftersom det är förenat med svårigheter att finna en mätenhet som gör det möjligt att kvalitetsmässigt jämföra olika bostadsbyggnadsprojekt. Vilken metod som än används måste den bygga på vissa förenklande antaganden.

Vid redogörelsen i avsnitten 5.2.2 och

5.2.3 har ehuru den ofta exemplifierats med byggnadsprisindex —- inte gjorts någon principiell skillnad mellan byggnadspris- och byggnadskostnadsindex. De metoder för vil- ka redogjorts i avsnitt 5.2.2 utgår från slut- produkten. I den mån man inte kan räkna med att notera byggnadskostnader exklusive entreprenörens vinst per hus — och det torde i varje fall för närvarande vara svårt är de i nämnda avsnitt utvecklade metoderna icke direkt tillämpbara för konstruktion av byggnadskostnadsindex.

Då det gäller kostnadselementmetoden är frågan huruvida denna leder till en bygg— nadspris- eller byggnadskostnadsindex främst en fråga om hur priserna på de olika ele- menten som ligger till grund för denna be- räkning uppskattas. Skulle i dessa uppskatt— ningar inkluderas viss del av byggnadsentre- prenörens vinst, kommer beräkningar base- rade på sådana uppgifter att leda till en in- dex som till sin konstruktion ligger någon- stans mellan en byggnadskostnadsindex och en byggnadsprisindex.

När det gäller de i det föregående redo— visade metoderna, synes i första hand be- räkningar som utförts med utgångspunkt i kvalitetselementmetoden eller regressions- metoden eller kombinationer av dessa bäst svara mot de föreliggande kraven på en byggnadsprisindex. Erfarenheterna har ock- så varit positiva såväl av de av statistiska centralbyrån utförda beräkningarna enligt regressionsmetoden som av de likartade ame- rikanska beräkningarna för småhus. Mot bakgrunden av de i dessa undersökningar uppnådda resultaten är det enligt kommit— téns uppfattning rimligt att räkna med att man med utgångspunkt i de prövade meto- derna kan konstruera byggnadsprisindexar för småhus. Kommittén har därför ansett det vara angeläget att genom försöksberäk- ningar även pröva regressionsmetodens till- lämplighet då det gäller flerfamiljshus. Re— dogörelse för dessa beräkningar, enligt en metod som kallats den multipla regressions- modellen, och en modifierad form härav kallad faktorregressionsmodellen lämnas i första hand i avsnitten 5 .3 och 5.4.

Kommittén har vidare, mot bakgrunden

av det förhållandet, att det såsom bas för beräkningarna av låneunderlag och pantvär- de för den statliga bostadslångivningen finns ett omfattande och väletablerat värderings- system, funnit det angeläget att pröva an- vändbarheten av detta värderingssystem så- som underlag för byggnadsprisindexberäk- ningar. Redogörelser för dessa försöksbe- räkningar enligt vad kommittén kallat pant- värdemodellen och överkostnadsmodellen lämnas i första hand i avsnitt 5.5. Även dessa modeller är i teknisk mening multipla regressionsmodeller. Antalet förklarande va- riabler är dock väsentligt mindre än i ovan nämnda multipla regressionsmodell, efter- som pantvärdet används som ett samman- fattande mått på alla de kvalitetsegenskaper hos huset som beaktas i beräkningarna av pantvärdet.

Med hänsyn till kvalitetselementmetodens nära anknytning till de studier och beräk- ningar som löpande utförs av låneunderlags- gruppen anser kommittén att även ett prak- tiskt försök att utföra beräkningar enligt denna metod är motiverat. Redogörelse för dessa beräkningar enligt vad kommittén kal- lat kvalitetselementmodellen lämnas i av- snitt 5.5.

Av övriga i den tidigare översikten pre- senterade metoder anser kommittén den s.k. kostnadskomponentmetoden, dvs. den metod som för närvarande tillämpas i Västtysk- land, vara mest användbar och värd att när- mare utreda. Denna metod förutsätter emel- lertid att sättet att specificera entreprenad- handlingarna är standardiserade och allmänt vedertagna, vilket de hittills icke varit i Sve- rige. Genom Byggandets samordning AB är emellertid en sådan kostnadsberäknings- metod benämnd EDC—metoden under utar- betande. I en framtid kan denna komma att användas mera allmänt. Frågan om möj- ligheterna att använda EDC-metoden som underlag för beräkning av byggnadskostnads- och byggnadsprisindex tas upp till behand- ling i avsnitt 5.7.

Då det gäller övriga i det föregående dis- kuterade metoder finner kommittén den renodlade typhusmetoden metodologiskt otillfredsställande, då den icke mer än del-

vis uppfångar effekterna på priserna av ra- tionaliseringar inom byggnads- och anlägg- ningsindustrin. Genom vissa modifieringar av metoden, t.ex. på det sätt som Frisch föreslagit, kan den visserligen förbättras på denna punkt. Då det gäller en sådan modi- fierad variant finner kommittén dock att typhusmetoden antingen om den baseras på ett fåtal typhus icke kan ge ett beräk- ningsunderlag av erforderlig bredd, eller att den — om underlaget breddas i erforderlig grad -— måste komma att ställa sig väsentligt mer komplicerad och dyrare än alternativt möjliga metoder. Att metoden, även då den begränsas till att gälla ett enda typhus, kan bli mycket komplicerad ger Frischs beräk- ningar ett exempel på.

Kommittén anser det även tveksamt om en tillfredställande lösning kan erhållas ge- nom kvalitetsklassmetoden. Ett krav på den metod som skall väljas måste vara att den åtminstone skall kunna användas på en po- pulation av den storlek som det årliga fler- familjshusbyggandet utgör. Helst bör den kunna tillämpas på avsevärt mindre popu- lationer. Med de krav på förhållandevis långtgående klassindelningar vid beräkning- arna som måste ställas torde den renodlade kvalitetsklassmetoden leda till svårigheter. Risk föreligger nämligen för att ett flertal celler kommer att innehålla observationer under endast en av de båda perioder som skall jämföras. Metoden synes heller knap- past från några synpunkter överlägsen re- gressionsmetoden. En annan sak är att klass- indelningar är naturliga och nödvändiga in- slag både i en regressionsmetod och i en kvalitetselementmetod.

Salajs beräkningar av byggnadsprisernas utveckling under efterkrigstiden har enligt kommitténs uppfattning ett stort allmänt intresse. Genom undersökningen erhålls en förhållandevis god uppfattning av byggnads- prisernas utveckling under efterkrigstiden. Den metod som tillämpats med expertbe— dömning av de kvalitetsförändringar hos olika element som inträffat under under- sökningsperioden skiljer sig emellertid icke i princip från den typ av metod som an- vänds vid beräkning av låneunderlag och

Tabell 5.1. Lista över förklarande variabler vid försöksberäkningarna med regressionsmetoder

Variabel- Variabel- Variabel- Variabel— nummer Variabel typx nummer Variabel typ

UTRYMMES- OCH Projektbelägenhet PLANLÖSNINGSSTANDARD exploateringsområde Våningsyta” saneringsområde Prima lokalyta ÖVRIGA VARIABLER Övrig lokalyta .. Biut ry mmesyt a Gzomgigfåiklbelagenhet Antal våningsplan » II 1—3 våningar » III 4—8 våningar » IV 9 och fler våningar » V

Anta-l lägenheter '

Antal rumsenheter 113.112? kt: torlek Yttervägg, omkrets blågul-lus

Översta bjalklag, yta punkthus

annat hus

UTRUSTNINGSSTANDARD Markförhållanden= Utrustningsstandard berg

i lägenheter K grus i fastigheten i övrigt K sand i lokaler K lera morän berg + morän grus + sand grus + morän sand + lera sand + morän lera + morän berg + grus berg + lera

_ . . Grundläggningssått Varmemedium pålning

D varmvatten D 0 hel platta , varmluft , % utbredda plattor D D

wa pe O

ene

—ONOQQONM åNNv—n O

aaaaawa wa ee aepeee O

_—

BRÅNSLEEKONOMI

Översta bjälklag, k—värde K Yttervägg, k—värde K Dy

UUUUUPUUUU U o

Vårmeanordning panna i huset O

gemensam värmecentral D fjärrvärmeverk D annat

1 2 3 4 $ 6 7 8 9 elvärme . . . (grundsulor) Ventilationsanordmng plin tar

utsugning, sjålvdrag mekanisk ventilation 5211;de d:o med forvarmd frisk- pålning + hel platta

luft pålning + utbredda plattor UNDERHÅLLSSTANDARD . pålning + plintar Bärande del utbredda plattor +

yttervägg + innervågg D, 0 plintar innervägg D utbredda plattor + pelarsystem grundmur Ytterväggsbeklädnad plintar + grundmur

fasadtegel kombinerat grundlägg- f puts ningssått'

annan Byggherrekategori Takbeklädnad enskild

tegel kooperativ

papp. ' allmännyttig, kommunal D, 0 . plåt, asbestcement Platsbygge' D ,” annan 1/våningsyta K Tidsvariabel 1966 = 0, 1967 = 1 D

PANTVÄRDEVARIABLER Pantvärde för husbyggnad K husbyggnad + grund K husbyggnad + grund + mark

O

0

U

ocmq man up— UUUp CUP o vo UU U UU U UU UUUUU UU UUU

p..

MARKSTANDARD

Tomtyta Bilplatser grusbelagda permanentbelagda parkeringsdäck icke brandsäkra

WWW?! 71

Variabel- Variabel typ

Variabel- nummer

VIII KOMBINATIONSVARIABLERls

Omma-hhds-PWUJNN eeepceeeuebbbbbbbbbb

__— i—u—no

v—tt—H—H—lb—U—U—n—rb—tl—IHI—ll—le—H—l

: ll . III:2 -IV: III:2 -VI: III:2 -VI: III:2 -VI:

ut...

»

835333355:3wmqmmhww— WWWWWWWWWFWWWWWWNWWW

1 K markerar kvantitativa variabler. D marke- rar klassningsvariabler (dummyvariabler). av vilka. de med 0 markerade valts som s.k. noll- punktsvariabler. Dessa variabler uteslöts ur regressionen (se avsnitt 5.3.3.2.). K, D markerar att variabeln är en kombination av en kvantitativ och en klassningsvariabcl, varvid D markerar ett intervall eller en annan begränsning och K att variabeln är kvantitativ inom detta intervall eller inom denna begränsning. Variabeln våningsyta prövades som för- klarande variabel endast vid ett fåtal av för- söksberäkningarna. Som framgår av bl. a. av- snitt 5.3.3.2 utfördes beräkningarna med ett un— dantag med pris per m” våningsyta, vilket inne- har att för varje observation dividerades alla kvantitativa variabler med undantag av varia- beln projektstorlek med våningsytan. Denna variabelgrupp ingick ej vid de för- nyade regressionsberäkningarna enligt modeller- na MR: 15—17(se avsnitt 5.5.1). * Denna variabel ersatte kombinationsvariab- lerna (29—34) för grundläggningssätt vid de för- nyade regressionsberäkningarna enligt modeller- na MR: 15—17. (se avsnitt 5.5.1). 5 Dessa kombinationsvariabler har bildats genom kombination av två variabler en kvan- titativ och en klassningsvariabel enligt det förfarande som redovisas i avsnitt 5.3.3.2.

pantvärde, och vars användbarhet för fram- tida byggnadsprisberäkningar prövas i av- snitt 5.5.

De metoder där byggnadskostnads— eller byggnadsprisindex konstrueras med ut- gångspunkt i faktorprisindex genom kor—

rigeringar med hjälp av bedömningar av produktivitetsutvecklingen och räntabilitets- utvecklingen (om byggnadsprisindex åsyf- tas), finner kommittén helt otillfredsställan- de såsom huvudmetod.

Dacys metod bygger på ett antagande om ett konstant volymförhållande mellan output från och input av material i den sektor beräkningarna skall avse. Detta an- tagande anser kommittén vara orealistiskt när det gäller bostadsproduktion. Bl.a. omkullkastar dimensioneringsförändringar, t.ex. till följd av ändringar i myndigheter- nas bestämmelser beträffande byggnads— stadgan, nämnda förutsättning. Dessutom torde det föreligga stora svårigheter att i tiden erhålla jämförbara kostnadsdelar för material, eftersom förekomsten av prefa- bricerade element i byggprocessen ändras.

5.3 Försöksberäkningar med multipel re- gressionsmodell av byggnadsprisindex för flerfamiljshus

5.3.1 Population, urval och prisvariabler

Det material som stått till förfogande för kommitténs försöksvisa beräkningar enligt den multipla regressionsmodellen såväl som övriga prövade, i avsnitten 5.4—5.6 redovi- sade, beräkningar är uppgifter hämtade från de ansökningshandlingar som ligger till grund för preliminärt beslut om statligt bo— stadslån. Beräkningarna utfördes på grund- val av uppgifter avseende ett urval av fler- familjshus (se nedan) som erhöll sådant be- slut åren 1966 och 1967. Beräkningar med likartad uppläggning har sedermera, enligt kommitténs rekommendation, utförts av sta- tistiska centralbyrån för åren 1967, 1968 och 1969. En redogörelse för dessa åter- finns i bilaga 9. Det primära syftet med centralbyråns beräkningar har varit _att ge underlag för hittillsvarande provisoriska be- räkningar av paritetstalen. De ytterligare praktiska erfarenheter som vunnits genom centralbyråns beräkningar har icke givit an- ledning till annan bedömning av regressions— metoden än här redovisade i kommitténs regi utförda försöksberäkningar.

Huset utgjorde observations- och beräk- ningsenhet. Endast hus vilkas totala vånings— yta till minst hälften upptas av bostäder medtogs i beräkningarna. S. k. kategorihus, dvs. studentbostäder, pensionärsbostiider etc., medtogs inte.

Som beroende variabel i regressionsberäk- ningarna användes byggnadspriset per hus (räknat per m2 våningsyta, eller i ett fall per lägenhet). Som framgått av behovsana- lysen erfordras byggnadsprisindexar beräk- nade på basis av tre skilda byggnadsprisbe- grepp, nämligen — enligt den förkortade ter- minologi som använts —- priset (kostnaden) för 1. husbyggnad, grund och mark; 2. hus- byggnad och grund samt 3. husbyggnaden enbart. Beräkningar utfördes med dessa tre byggnadsprisbegrepp. Dessa priser skattades med utgångspunkt i anbudsbeloppet (respek- tive kalkylerad produktionskostnad för hus uppförda i egen regi eller på löpande räk- ning) för ifrågavarande låneobjekt.

Regressionsanalysen utfördes med ut- gångspunkt i uttrycket (5.4) i avsnitt 5.2.2.4. Detta avser att återge sambandet mellan byggnadspris definierat på endera av ovan nämnda sätt — och olika egenskaper hos ett hus, vilka egenskaper sålunda utgör de för- klarande variablerna i analysen. Det är där- vid fråga dels om olika kvalitetsegenskaper som konstituerar utrymmesstandard, utrust- ningsstandard, driftskostnadsekonomi etc., dels om andra faktorer som visserligen icke från byggherrens synpunkt kan betraktas som kvalitetsegenskaper men som kan på- verka byggnadspriserna t. ex. varierande grundläggningsförhållanden, olika geografisk belägenhet, om bostadsprojektet är byggt i exploaterings— eller saneringsområde, kate- gori av byggherre, projektstorlek m. m.

Ett låneobjekt kan utgöras av ett projekt eller en del av ett projekt och det kan om- fatta flera hus och hustyper. Eftersom det i ansökningshandlingama redovisade anbudsbe- loppet avser hela låneobjektet, utfördes en skattning av byggnadspriset per hus i de fall låneobjektet omfattade flera hus. Totalbelop— pet för husbyggnaden fördelades därvid på de olika husen i proportion till pantvärdet, vilket i lånehandlingarna finns uträknat för varje hus för sig. Markkostnaderna fördelades på de olika

husen i proportion till våningsytan och kost- naderna för grunden i proportion till den s.k. fördelningsytan.

Vid beräkningarna medtogs för varje låne- objekt endast en observation (ett hus) per hus- typ inom låneobjektet. Målpopulationen omfat- tade för vartdera året ca 2000 på detta sätt definierade observationer. Eftersom ett mindre antal observationer bedömdes utgöra tillräck- ligt underlag för de avsedda försöksberäk- ningarna, gjordes ett slumpmässigt urval av vartannat låneobjekt. Dock medtogs samtliga de låneobjekt vilka omfattade punkthus, loft- gångshus eller hus med mer än åtta våningar. Anledningen härtill var att dessa hustyper förekom i mycket begränsad utsträckning i primärmaterialet. Genom denna överrepresenta- tion kunde man väntas få säkrare estimat än vad som eljest blivit fallet på de regressions- koefficienter som speciellt avsåg nämnda kate- gorier av hus. Totalt kom materialet att om- fatta 1 105 observationer 1966 och 1061 observationer 1967.

5.3.2 Förklarande variabler

Uppgifter beträffande de förklarande va- riablerna hämtades från tidigare nämnda ansökningshandlingar till statliga bostads— lån. En lista på de variabler som prövades som förklarande variabler återfinns i tabell 5.1. De i tabellen införda variabelnumren användes i det följande vid referens. De där redovisade variablerna valdes som indika— torer på olika kvalitetsegenskaper och and- ra i sammanhanget relevanta egenskaper hos ett bostadshus i enlighet med vad som re- dovisas i det följande. Grupperingen av va- riablerna har därvid och i tabellen gjorts med utgångspunkt i byggherrens synpunkt. Även variabler som därutöver behöver beak- tas vid konstruktion av en producentorien- terad index har dock medtagits i listan och återfinns under rubriken »övriga variabler». För överskådlighetens skull har i tabell 5.1 medtagits alla variabler som prövats i av kommittén utförda regressionsberäkningar, såväl de beräkningar som redovisas i före— liggande avsnitt 5.3 som de som redovisas i avsnitt 5.4—5.6.

Tiil utrymmesstandard hos byggnaden kan räknas våningsyta för bostadslägenheter, prima lokalyta (klass I och II), övrig lo- kalyta (klass III) samt biutrymmesyta.

Av intresse i detta sammanhang är givet- vis även hur en given bostads- eller lokal- yta disponeras. Faktorer, som bestämmer detta och som medtagits i beräkningarna är antal våningsplan, antal lägenheter, antal rumsenheter, löpmeter våningsytterväggar (: omkretsen) samt yta av översta bjälk- lag. Vad beträffar omkretsen har denna be- tydelse från lägenheternas planeringssyn— punkt. Ett till formen avlångt hus ger större möjligheter till genomgående lägenheter och således fler fönster än lägenheter i exempel— vis ett kvadratiskt hus, som för en given yta har mindre omkrets.

ii) Utrustningsstandard

Utrustningsstandarden i de medtagna hu- sen uppdelades i tre variabler, nämligen ut- rustningsstandard i lägenheter, i fastigheten i övrigt samt i lokaler. Variablema bildades så att värdet av ifrågavarande kvalitetsegen- skaper i pantvärdet (räknade i den 1.1.1968 gällande priser) summerades för varje hus. Övriga utrustningsdetaljer som inte ingick i pantvärdet för ifrågavarande undersök- ningsmaterial, men väl i den s. k. godkända produktionskostnaden, kunde inte beaktas i försöksberäkningarna, då de inte fanns an- givna i ansökningshandlingama. Vilka ut- rustningsdetaljer som medtagits i de tre stan- dardvariablerna framgår av tabell 5.2.

iii) Bränsleekonomi

Faktorer som bestämmer bränsleekonomin är värmeisoleringen (som mäts genom det s.k. k-värdet) i översta bjälklaget och i ytterväggar. Andra egenskaper som kan ha betydelse för bränsleekonomin, och som medtagits vid beräkningarna, är vännean- ordning, värmemedium samt ventilations- anordning.

Till denna grupp av variabler har räknats bärande del, ytterväggsbeklädnad och tak- beklädnad. Inom dessa grupper har sedan uppdelning skett i olika klasser allteftersom dessa är mer eller mindre fördelaktiga från underhållssynpunkt.

v) Markstandard

Eftersom vissa av beräkningarna avser ett byggnadspris inkl. tomt, måste tomstan- darden i dessa fall särskilt beaktas. Den en- då variabel därvidlag, som klart kan anses hänföra sig till byggherrens värderingar, och som ingår i bostadsstyrelsens pantvär- deberäkningar, är tomtyta. Denna variabel har medtagits i regressionsberäkningarna.

Vad gäller planeringen av marken ingår i pantvärdeberäkningama m2 finplanerad yta samt antal bilplatser av skilda slag. Den förra uppgiften ger ingen indikation på i vilket skick den färdigplanerade marken be- finner sig. Den överensstämmer dessutom i praktiskt taget samtliga fall med det i an- sökningshandlingarna angivna beloppet för m2 tomtyta. Den har därför icke medtagits i beräkningarna. Däremot har som variabler medtagits uppgift om förekommande slag av bilplats.

Såsom en variabel som ger en viss indika- tion på bostadsprojektets läge medtogs en klassningsvariabel som anger om huset är byggt inom sanerings— eller exploaterings- område.

vi) Övriga variabler

Till denna grupp har förts variabler som utan att ha betydelse för kvaliteten hos huset (sett från byggherrens sida) dock förklarar en viss del av variationen i byggnadskost- nadema. Hit kan räknas variabler för geo- grafisk belägenhet, projektstorlek, hustyp, markförhållanden, grundläggningssätt, bygg- herrekategori samt platsbygge. Alla dessa variabler, med undantag av variabeln för projektstorlek, har formen av klassningsva- riabler (dvs. 0,1 variabel). Innebörden härav

Tabell 5.2 Lista över utrustningsdetaljer ingående i variablerna avseende utrustningsstandard

Pris per Mätenhet enhet

II: 1. Utrustningsstandard i lägenheterna Kylskåp 2 200 1/lgh

» 2 300 » därav frysvolym minst 100 I tillägg Badrum > 4 m5 Tvättho i badrum Tvättstuga med viss utrustning inom lgh Tvåttutrymme med viss utrustning i kök/bad Torrskåp med särskild värme

Centralantenn för radio och TV

II: 2. Utrustningsstandard i fastigheten i övrigt

Fastighetstvättstuga

med autom. tvättmaskiner med ej autom. tvättmaskiner Kylda matkällare Dilationsfog Brandsäkert avskild trappa Hiss avsedd för högst 5 pers.

hisshastighet 0,6 m/sek.

» 1,0 »

stannplan Större hiss

hastighet 0,6 m/sek.

» 1,0 »

stannplan Skyddsrum

0,5 atöa skyddsrumsyta till d:o 1,0 atö skyddsrumsyta till d:o Hobbyrum i biutrymmesyta Balkong eller loftgång Kallvattenrör av koppar

II: 3. Utrustningsstandard i lokaler Gårdsbjälklag över lokalyta Skyltfönster Entrepartier Kylrum, kassavalv

och egen fläkt utan egen fläkt per förstärkaranläggning per uttag i lgh

kg tvätt ] 700

» 1 200 st 150 lm an 100 st. plan 1 500

st. 26 000 » 29 000 » 3 700

» 33 000 » 36 000 » 4 200

st. 5 000 m3 HBis 90 st. 5 500 m2 HBi 120

» 75 m2 HBe* 120 lgh. 100

m2 HBi 140 lm Vn 350

» 350 m2 HBi 500

1 lm Vn = löpmeter våggyta eller längd våningshög vägg, brutto. atö = atmosfärers övertryck HBi = horisontell yta brutto inkl. omslutande väggar * HBe = horisontell yta brutto exkl. omslutande väggar

förklaras i avsnitt 5.3.3.2. Förskjutningseffekter (se avsnitt 2.3.3.4) hänförliga till flertalet av ovan nämnda va- riabler bör — eftersom de inte kan anses påverka bostädernas boendefunktion eller underhållsstandard — som framgår av kapitel 4 (tabell 4.3) slå ut som prisförändringar vid beräkning av en byggherreorienterad bygg- nadsprisindex (t. ex. en förskjutning i bo- stadsproduktionen mellan olika byggherre-

kategorier). Vid beräkning av en producent- orienterad index bör däremot förskjutnings- effektema elimineras vad gäller flertalet av variablerna. För att detta skall vara möjligt måste ifrågavarande variabler medtagas vid regressionsberäkningar avsedda att bilda un— derlag för producentorienterade indexar. Från regressionsteknisk synpunkt kan det emellertid icke desto mindre vara fördel- aktigt att även i det fall det gäller beräk-

Tabell 5.3 Geografisk stratitiering (länsvis) av observationsmaterialet.

Bp/Pv1 1966

Bp/Pv

Område Län 1967

1 1,36

1,33 1,30 1,26 1,29 1,29 1,30 1,31 1,23 1,22 1,26 1,25 1,23 1,17 1,25 1,21 1,19 1,17 1,20 1,20 1,27 1,20 1,17 1,14 1,19

1 Bp = genomsnittligt byggnadspris; Pv = genomsnittligt pantvärde (i prisläget 1.1.1963).

1,34 1,36 1,30 1,30 1,32 1,32 1,28 1,31 1,20 1,23 1,20 1,23 1,23 1,28 1,10 1,18 1,24 1,22 1,18 1,23 1,22 1,23 1,12 1,15 1,23

11 111

ZZHWHEOT XGHVÅWWFUUO ääNv-(g o en»

ningar för en byggherreorienterad index beakta variationen i nämnda typ av variab- ler. Om det nämligen föreligger ett samband mellan byggnadspriset och nämnda variabel- typer kan ett medtagande av dem såsom förklarande variabler förbättra precisionen hos skattningarna av koefficienterna för övriga förklarande variabler.

Ett annat skäl till att medtaga ifrågava- rande klassningsvariabler i regressionsberäk- ningarna för de byggherreorienterade in- dexarna är, att de är av betydelse vid vissa metoder för beräkning av del— och nivåin- dextal (se avsnitt 5.6).

Variabler för geografisk belägenhet bilda- des genom fördelning av materialet på fem olika geografiska områden. Dessa represen- teras vart och ett i beräkningarna av klass- ningsvariabler. Grupperingen av material på geografiska områden skedde med utgångs- punkt i den genomsnittliga kvoten mellan byggnadspris och pantvärde för varje län.

Denna kvot kan antas ge en förhållandevis god bild av de olika länens relativa »dyrhet» vad avser byggnadspriserna. Vid denna grup— pering togs även hänsyn till geografisk när- het på så sätt att områden utformades så att de bildade sammanhängande områden. Hur materialet grupperats på geografiska områden framgår av tabell 5.3.

Som indikatorer på grundläggningsförhål- landena prövades två grupper av klassnings— variabler. Den ena gruppen avsåg markför- hållandena och den andra grundläggnings— sättet. I de fall mer än ett markslag eller grundläggningssätt uppgivits gjordes en be- gränsning till de två huvudsakligaste. För dessa bildades en uppsättning kombinations- variabler (nr VI: 15—22 i tabell 5.1).

Ytterligare variabler som prövades i ana— lysen, då de kunde tänkas förklara någon del av byggnadsprisernas variation och vara av intresse vid beräkning av producentoriente- rade index, var byggherrekategori (enskild, kooperativ och allmännyttig), hustyp (la— mellhus, punkthus och annat hus), plats- bygge (till skillnad från hus byggt med får- diga element) samt projektstorlek. Som mått på projektstorlek utnyttjades det i samband med låneansökan uppgivna totala antalet lägenheter i projektet.

vii) Pantvärdevariabler

För dessa variabler redogörs i avsnitt 5.5 med anknytning till behandlingen av de mo- deller i vilka de användes.

viii) Kombinationsvariabler

Förklaring till innebörden av dessa variabler lämnas i avsnitt 5.3.3.2.

5.3.3 Regressionsberäkningarnas ning

upplägg—

5.3.3.1 Inledning

Ett flertal olika modeller för uppläggningen av regressionsberäkningarna har prövats. Dessa modeller skiljer sig från varandra främst med avseende på val av prisvariabel,

Primär- Beräknings- Funktions- Förklarande Signifikans- Byggnads- Beteckning material enhet form variabler restriktion pris

MULTIPLA REGRESSIONSMODELLER (MR) MR: 1 11 vy 1 tabell 5.1 I—VI1 T 2 h + g + m utom I: 1, VI: 35 och VI: 40

vy som MR: 1 T ] vy 1966 års vy | 1967 års vy ln pris 1966 års vy ln pris 1967 års vy ] som MR: 1 + VIII: 1—20 vy som MR: 1 vy som MR: 1 som MR: ] vy som MR: 1 exkl. V: 1 vy som MR: ] exkl. V:], VI: 10—34 vy som MR: 1 exkl. V: 1 vy som MR: 1 + VI: 40

: 15 vy I—V, VI: 1—6, 23—28, 35—38 MR: 16 r vy som MR: 15 MR: 17 r vy som MR: 15 MR: MR:

CCCECC

++++ ++++++ UQOQOQOOO'QUQ

+++ ++++++

335 353333

UQUQUQOQ :::—1— : : www? :arrwr

FAKTORREGRESSIONSMODELLEN (FR)

FR: 1 11 vy ] som MR: 1 exkl. IV: 3, VI: 16, 28, 34 för 1966 samt IV: 3, VI: 28, 33 för 1967

PANTVÄRDEMODELLER (PV)

PV: 1 r vy ] V: 6—7, VI: 1— 6, 23—28,3 35— 38, VII: 3 PV: 2 vy som PV: 1 men VII: 2 i st. f. VII: PV: 3 vy som PV: 1 men VII: 1 ist. f. VII:

ÖVERKOSTNADSMODELLER (ÖK)

ÖK: 1 r pv [ som PV: 1 exkl. T 0 h + 3 + rn VII: 3 ÖK: 2 r pv ] som ÖK: ] exkl. T 0 h + g VII: 3 ÖK: 3 pv ] som ÖK: l exkl. T 0 h VII: 3

1 Variabeln VI: 41 ingår endast när beräkningarna avser det sammanslagna materialet. 2 Signifikansrestriktionema avser beräkningarna för det i föregående kolumn nämnda året. ” Variablema VI: 2, 245 och 28 sammanfördes till en grupp.

Anmärkningar

En närmare precisering av de olika modellerna samt resultat från de viktigaste beräkningarna ges i bilaga 5.

Följande förkortningar har använts: Primärmaterial: u = ursprungligt material : = reviderat material forts. på nästa sida

vy = beräkningsenheten pris/m= våningsyta lgh = » pris/lägenhet pv = » pris/pantvärdekrona

Funktionsform: 1 = linjär, additiv funktionsform ln pris = multiplikativ, exponentiell funktionsform; regressionsberäkningarna har utförts för den

logaritmerade formen

Förklarande variabler: Variabelbeteckningar enligt tabell 5.1

Signifikansrestriktion:

T 0 = så många variabler som möjligt medtogs i regressionen T 1 = regressionskoetficienterna skilda från 0 på 1 % risknivå

= »

T Byggnadspris: h byggnadspris för husbyggnad h + g » h + g + m »

val av förklarande variabler, variabelform, regressionsuttryckets funktionsform samt val av signifikanskriterier. I tabell 5.4 har i kort- fattad form sammanställts information om alla prövade beräkningsmodeller även om dem för vilka i övrigt redogörs under avsnit- ten 5.4—5.6. De i tabellen införda beteck- ningarna på modellerna används i det följan- de vid referens. I föreliggande avsnitt (5.3) redogörs för de multipla regressionsmodel- lerna MR: 1—14.

5.3.3.2 Variablernas form

Man måste räkna med en betydande stor- leksvariation i materialet om byggnadspriset för det enskilda huset används som beroende variabel. Detta skulle medföra vissa problem vid regressionsberäkningarna bl. a. förorsa- kade av s. k. heteroscedasticitet.1 För att re- ducera de därmed sammanhängande proble- men utfördes beräkningarna som nämnts på ett undantag när2 med utnyttjande av genomsnittspriset per m2 våningsyta i lägen- heter såsom beroende variabel. Även vär— dena för övriga kvantitativa variabler (med undantag för variabeln projektstorlek) divi- derades med våningsytan.

Ett flertal av de förklarande variablerna har form av klassningsvariabler. En sådan variabel är så beskaffad att den antar värdet 1 eller 0 beroende på om observationen till-

på ca 20 % risknivå

och grund , grund och mark

hör klassen eller ej. Med hjälp av dessa klassningsvariabler skulle materialet kunna indelas i klasser för vilka separata regres- sionsberäkningar skulle kunna utföras. Be- räkningar med viss sådan klassuppdelning har också utförts och redovisas i avsnitt 5.6. En långt driven klassuppdelning medför emellertid att antalet observationer vid varje sådan regressionsberäkning blir litet, Vilket medför att skattningen av regressionskoef— ficientema blir osäker. Genom tekniken med klassningsvariabler kan emellertid hela materialet användas samtidigt vid skattning av regressionskoefficienterna för de variab- ler som är gemensamma för alla klasser. Metoden innebär att sambandet mellan de beroende och de förklarande variablerna förutsätts vara detsamma inom varje klass, dvs. att endast nivån (den konstanta termen a, i regressionsuttrycket 5.4) skiljer regres- sionsuttrycken för de olika klasserna från varandra.

Tekniken med klassningsvariabler innebär att en klassningsvariabel i varje grupp av så- dana variabler måste väljas som »nollpunkt»

1 Med heteroscedasticitet avses en situation där förutsättningen om konstansen i störnings- termens (termen ut i uttrycken 5.4 och 5.5, avsnitt 5.2.2.4) medelfel icke är uppfylld. Det kan t.ex. förmodas att störningstermens me- delfel ökar med bostadshusets storlek.

2I detta fall (modell MR: 10) användes i stället genomsnittspriset per lägenhet som be- roende variabel.

från vilken övriga variablers betydelse i grup- pen mäts. Tekniskt sker detta genom att noll- punktsvariablema utesluts ur regressionsbe- räkningen. Med variabelgrupp avses här samt— liga variabler som representerar exempelvis geo- grafisk belägenhet eller byggherrekategori och som i tabell 5.1 sammanförts under en gemen- sam underrubrik. De variabler som valdes som nollpunkt har i tabell 5.1 markerats med 0. Från beräkningsteknisk såväl som resultatmäs- sig synpunkt är det likgiltigt vilken variabel i varje variabelgrupp som väljs till nollpunkt. Vid tolkningen av de beräknade regressions- koefficienterna för de återstående klassnings- variablerna i gruppen och av den konstanta termen i regressionsuttrycket måste man dock hålla i minnet vilka variabler som valts som nollpunkter.

Skulle den för tekniken med klassningsva- riabler angivna förutsättningen, att sambandet mellan byggnadspriset och de förklarande va- riablerna är åtminstone approximativt det- samma inom var och en av de klasser som definieras av klassningsvariablerna inte vara uppfylld, kan hänsyn härtill tas. Detta kan, om sambandet antas vara linjärt inom var och en av klasserna, göras genom att nya variabler bildas genom multiplikation av de kvantita- tiva variablerna med ifrågavarande klassnings- variabler.1 Även en sådan modell (MR:7) prövades. För detta ändamål bildades nya variabler genom att vissa av de kvantitativa variablerna (ytor, omkrets, standard etc.) mul- tiplicerades med ifrågavarande klassningsva- riabler. Eftersom ett sådant förfaringssätt till- lämpat samtidigt på alla variablerna skulle ge upphov till ett mycket stort antal nya variab- ler måste en begränsning ske. Efter studium av korrelationsförhållandena mellan kombinations- variablerna och byggnadspriset begränsades an- talet kombinationsvariabler i dessa regressions- kömingar till 20, nämligen variablerna VIII: l—20 i tabell 5.1.

Regressionsberäkningar genomfördes dels för 1966 och 1967 års material vart för sig, dels på grundval av det för båda åren sam- manslagna materialet. I de sistnämnda beräk— ningarna infördes bland de förklarande va- riablerna en tidsvariabel i form av en klass— ningsvariabel med värdet 0 för år 1966 och värdet 1 för år 1967. Koefficienten för den— na tidsvariabel anger den genomsnittliga prishöjningen per in2 våningsyta (vid lika standard) mellan de bägge jämförelseåren. Härigenom erhålls ett direkt uttryck för pris— förändringen på vilken en indexberäkning skulle kunna baseras.

Som nämnts utfördes beräkningarna med" byggnadspris per 1112 våningsyta som be- roende variabel. Förfaringssättet innebär att man i regressionsekvationen (sådan den ter sig före divisionen) bortser från den even- tuella förekomsten av en konstant term, dvs. en fast kostnad oberoende av bostadshusets storlek. För att pröva om nämnda antagan- de kan anses realistiskt utfördes även re- gressionsberäkningar (modell MR: 14) med en sådan konstant term, som således efter division med våningsyta antog formen av en variabel 1/våningsyta, tillagd till det övriga variabelurvalet?

1Innebörden av detta förfarande och över huvud taget tekniken med klassningsvariabler kan illustreras med följande enkla exempel. Antag att byggnadspriset är en funktion av kvalitetsvariabeln X,, och klassningsvariabeln X,. Regressionsuttrycket kan skrivas Y=a+b1X1+ng2 (5.10)

Antag vidare att X 2 = 0 för klass I och X 2 = 1 för klass 11. För klass I antar regressionsut- trycket då formen

Y= a + le1 och för klass II formen Y= (a + b,) + le1 (5.12)

I detta fall måste således koefficienterna för X , förutsättas vara desamma i båda klasserna, nämligen bl. Om sambandet mellan Xl och Y är olika för de båda klasserna av hus, kan man i stället använda sig av regressionsuttrycket

Y=a+b1X1+ngg+b3X3 (5.13) där

Xx = X1 ' Xa

För klass I, där ju X2 = 0, antar regressions- uttrycket formen

Y = a + b] X,

och för klass II formen Y= (a + 172) + (b1 + ba)X1 (5.15) I detta fall erhålls således olika koefficienter för variabeln X1 i de båda klasserna, nämligen b1 i den ena klassen och ([)1 + b,) i den andra.

* Antag att byggnadspriset för ettbostadshus är en linjär funktion av två kontinuerliga variab- ler X , och X 2 av vilka den förstnämnda symbo- liserar våningsytan. Under förutsättning att ingen konstant term förekommer kan regres— sionsuttrycket tecknas

Y= b1X1 + bg Xz Efter divisionen med X , erhålls Y/X, = bl + b,, -X2/X1

(5.11)

(5.14)

(5.16)

(5.17) forts. på nästa sida

”5.3.3.3 Val av funktionsform för regressionsuttrycket

De regressionsmodeller som utnyttjats vid försöksberäkningarna bygger på förutsätt- ningen om ett åtminstone approximativt lin- järt samband mellan byggnadspriset och de förklarande variablerna. I olika samman- hang har undersökts om man på byggnads- tekniska grunder a priori kan bedöma om det är realistiskt eller ej att förutsätta linjäritet. Dessa undersökningar utgår givetvis från kostnadssidan. Medelst ett kalkylförfarande kan samband mellan olika kostnadsbestäm- mande faktorers (husbredd, våningstal etc.) inverkan på byggnadskostnadema beräknas. De nämnda undersökningarna syftar i första hand till att beräkna kostnaderna för vissa tänkta hus av preciserad beskaffenhet, men även jämförelser av kostnader för olika hus- typer har gjorts. En sammanfattning av vissa sådana undersökningar har utförts inom sta- tens institut för byggnadsforskning.1 Med ut- gångspunkt i dessa undersökningar och vissa andra studier och överväganden har kom— mittén sökt bedöma realismen i den i fler- .talet modeller valda förutsättningen om lin- _järitet.

Stora metodologiska svårigheter föreligger när man medelst ett kalkylförfarande skall be- stämma sambandet mellan olika k05tnadsbe- stämmande faktorer och mellan dessa och kostnaderna för ett husbygge. Det torde nämli- gen inte alltid vara möjligt att på ett entydigt sätt isolera olika faktorer från varandra beroen- de på att de har ett inbördes funktionellt sam- band. Följande citat ur byggforskningens un- dersökning belyser detta.

»Det är nämligen icke alltid möjligt att, när man varierar en faktor, hålla alla andra kostnadsbestämmande variabler konstanta. En variation i en faktor måste ofta med nödvändig- het dra med sig variationer i andra avseenden.

, forts. fr. föreg. sida

Denna var den i flertalet beräkningar tillämpade modellen. Om man i stället utgår från modellen

Y=a+b1X1+b,,X2 (5.18) erhålles efter division med X1 Y/X1 = a'1/X1 + b1 + byar,/x1 (5.19)

Denna modell användes i den nämnda alterna- tiva beräkningen.

Man har därvid ofta att välja vad man vill hålla konstant och vad som skall vara en följd- variation. Vid variationer i husbredd kan tex längden av trapphusenheten eller lägenhets- ytan hållas konstant, men inte båda. Vidare måste, även om lägenhetstyper och lägenhets- yta för varje lägenhet hålles konstanta, änd- rad husbredd medföra ändringar i planlösningar vid breddning kanske bla övergång från badrum med fönster till badrum utan fönster. Variationer i våningstal måste återverka på utformning av trappor, hissar, bärande kon- struktioner etc.»

Variabler vilka prövats i regressionsana- lysen och vilkas relationer till byggnadspri- set i första hand skulle kunna förmodas vara icke-linjära är vånings- och lokalytevariab- ler, variablerna för omkrets, k-värde, vå- ningsantal, utrustningsstandard samt projekt- storlek. Flertalet övriga variabler har formen av klassningsvariabler. Av de variabler som räknats upp berörs våningsyta, våningsantal samt k-värde av nämnda undersökningar.

Undersökningen av samvariationen mellan byggnadspriset per 1112 lägenhetsyta och olika våningsantal för lamellhus visar, att om hus- bredden hålls konstant tenderar priset att sjunka vid ökning av våningsantalet. Detta förhållande gäller oberoende av vilken hus- bredd som väljs som utgångspunkt vid jäm- förelsen. K05tnadsfallet avbryts emellertid vid 5 respektive 10 våningar, då man förutsätter installation av 1 respektive 2 hissar. Däremel- lan är utvecklingen approximativt linjär. Ifråga- varande utredning utfördes i mitten av 1950- talet. Sedan dess har gränsen för 1 respektive 2 hissar ändrats till att i allmänhet avse 4- respektive 9-våningshus. Mot bakgrund av nämnda undersökningsresultat har i regressions- analysen utförts en uppdelning på tre variabler av antalet våningar i huset, nämligen 1—3 vå- ningar, 4—8 våningar samt 9 och flera vå- ningar.

Ett allmänt vedertaget mått på värmeiso- leringsförmågan i väggar och tak hos en byggnad är k-värdet. Ju lägre k—värdet är, desto bättre är värmeisoleringsförmågan. Sam- bandet mellan variationen i värmeisolerings- förmågan hos översta bjälklag och kostnader- na för detsamma, under i övrigt lika omständig- heter, är inte linjärt. Gällande funktionsform är snarare av exponentiell karaktär. Det in— tervall inom vilket k-värdena på nybyggda

1 Einar Eriksson, Val av hustyp IV, Ekono- miska synpunkter. En litteraturgenomgång, Rapport 40: 1966, s. 12, från Byggforskningen, Stockholm.

hus i allmänhet ligger är emellertid så li- tet, i förhållande till funktionens krökning, att antagandet om ett approximativt linjärt sam- band ändå kan förefalla rimligt.

Det kan i detta sammanhang nämnas, att i de av statistiska centralbyrån försöksvis utförda regressionsberäkningnrna för s.k. gruppbyggda småhus prövades alternativt ett linjärt och ett exponentiellt samband mellan byggnadspriset och det inverterade värdet av k-värdet.1 Dessa beräkningar gav vid handen, att de bägge variabelformerna var ungefär likvärdiga, då det gällde att förklara byggnadsprisernas va- riation.

Det kan vidare nämnas att bostadsstyrelsen vid beräkning av låneunderlag och pantvärde använder en linjär funktionsform för k-värdet. Även vid fastställande av schablonbeloppen för dessa beräkningar i övrigt förutsätter bostads- styrelsen ett linjärt samband mellan byggnads- kostnadema och olika kostnadsbestämmande faktorer. Ett undantag utgör den geografiska belägenheten, till vilken hänsyn vid låneunder- lags- och pantvärdeberäkningarna tas genom multiplikation med ortskoefficienten.

En metod att studera relationen mellan byggnadspriset och de förklarande variablerna ges i anslutning till det utnyttjande stegvisa regressionsprogrammet, där det finns möjlighet att i diagram för varje förklarande variabel för sig genom »plottning» av observationerna åskådliggöra samvariationen mellan variabeln i fråga och residualerna till det totala regres— sionsuttrycket. Residualema är beräknade som skillnaden mellan det faktiska byggnadspriset och motsvarande byggnadspris enligt det esti- merade regressionsuttrycket. Om den valda linjära funktionsformeu mellan byggnadspriset och de förklarande variablerna skulle vara approximativt linjär för alla variabler utom den studerade, kommer de med anknytning till nämnda variabel plottade residualerna teore- tiskt sett att ordnas efter den korrekta funk- tionsformen för denna variabel. Studier av plottade diagram i samband med kommitténs försöksberäkningar har inte kunnat påvisa förekomst av icke-linjära samband mellan de förklarande variablerna (var för sig) och residualerna till den slutliga regressionsekva- tionen. Dessa studier har också givit vid handen att det ej heller skulle föreligga någon nämnvärd återstående heteroscedasticitet i rna- terialet efter företagen division av prisvariabel och kvantitativa variabler med våningsytan.

Med hänsyn till vad som ovan anförts synes det rimligt att i första hand arbeta med en linjär modell. I flertalet av de prö- vade regressionsmodellerna har sålunda an- tagits att sambandet mellan byggnadspriset

per m2 våningsyta och de förklarande va- riablerna är linjärt. Emellertid har även prö- vats en variant (modell MR: 5—6), där sam- bandet mellan byggnadspris och de förkla- rande variablerna antagits vara exponentiellt och multiplikativt. Denna modell var så be— skaffad att logaritmen för byggnadspriset per m? våningsyta antogs utgöra en linjär funktion av de förklarande variablerna? Re— gressionsberäkningen utfördes för det loga- ritmerade uttrycket (5.21 i not 2 på denna sida). En annan modell, som icke sällan används vid regressionsanalys i fall där vis- sa samband kan misstänkas vara icke linjära, är en modell som antar linjär form om såväl den beroende som de förklarande variablerna logaritmeras. En renodlad mo- del] av det slaget kan dock — även om man inskränker sig till en logaritmering av de kvantitativa variablerna icke användas i föreliggande fall, beroende på att även vissa av de kvantitativa variablerna kan anta vär- det 0 för vissa observationer.3

Det kunde ligga nära till hands att också pröva en modell där sambandet mellan vissa variabler och byggnadspriset visserligen är additivt, medan det för andra variabler är multiplikativt (jfr t. ex. bostadsstyrelsens an-

1 De förklarande variabler som prövades ha- de formen 1/k och el/k-

11 Den modell som prövades kan under för- utsättning att byggnadspriset per rn2 våningsyta (Y) är en funktion av två variabler, Xl och X,, i ursprunglig form tecknas

Y =a - bl"1 - b,,Jrz (5.20) och i logaritmisk form lnY=lna+X11nb1+lenba (5.21)

3 Den åsyftade modellen kan under förutsätt- ning att byggnadspriset per m2 våningsyta (Y) är en funktion av två variabler, X1 och X,, i ursprunglig form tecknas Y = a -X,'”1 -X,171 (5.22) och i logaritmisk form InY=lna+bllnX1+bzlnX2 (5.23)

Antag exempelvis att X ., symboliserar prima lokalyta (per rn2 våningsyta) som endast före- kommer hos vissa hus. I de fall sådan lokalyta icke förekommer blir X2 = 0, vilket enligt ut- tryck (5.22) skulle innebära att även byggnads- priset blir 0. Vid användning av den logaritmis- ka formen (5.23) tillkommer det problemet att ln Xz inte är definierad för X2 = 0.

tagande beträffande effekten av geografisk belägenhet). Även om detta, med de beräk- ningsmöjligheter som EDB-tekniken erbju— der, vore möjligt är en sådan modell dock bcräkningstekniskt väsentligt mera kompli- cerad än de förut nämnda modellerna. Kom- mittén har ansett att de prövade modellerna erbjuder för här avsedda ändamål tillräck- ligt goda approximationsmöjligheter. Denna bedömning baseras på dels erfarenheterna av de genomförda beräkningarna, dels de bedömningar av linjäritetsantagandets rea— lism som gjorts i det föregående.

5.3 .3 .4 Datorprogrammet

Regressionsberäkningarna har utförts med dator, varvid ett standardprogram för steg- vis multipel regression använts. I princip är det möjligt att med detta program styra be- räkningarna så att man kan bestämma vilka förklarande variabler som skall tas med i beräkningen och i vilken ordning de skall tas med. Det finns emellertid också en möj- lighet, som här utnyttjats, att genom infö- rande av vissa kriterier låta datorprogram- met självt välja vilka förklarande variabler som skall tas med i regressionsuttrycket och att göra det i en ordning som är beting- ad av det förklaringsvärde de representerar. Olika alternativ för utformningen av dessa kriterier prövades.

I ett alternativ fick det stegvisa regres- sionsprogrammet intill en på förhand fixe- rad gräns bestämma vilka variabler som skulle komma med i regressionsuttrycket. Den på förhand fixerade gränsen valdes så att samt- liga regressionskoefficienter liksom det tillskott till det totala förklaringsvärdet som den sista i regressionen medtagna variabeln medförde skulle vara signifikant skilda från 0 på given risknivå. Denna nivå sattes i detta alternativ förhållandevis högt (ca 20 %) vilket medförde att ett stort antal variabler (ca 45—50 av totalt prövade ca 70) togs med i regressionen.

Regressionsberäkningar utfördes vidare med en mera restriktiv modell. Det villkor som därvid uppställdes var att samtliga medtagna variabler skulle ha regressionskoefficienter sig- nifikant skilda från 0 på 1 % risknivå. Med enbart nämnda restriktion valde da- torn vilka variabler som skulle komma med

respektive undersökningsår. I kombination med dessa beräkningar prövades ytterligare ett alternativ där beräkningar utfördes så att den variabeluppsättning som datorprogrammet valt ut det ena året även prövades på det andra årets material. Detta innebär att vissa variabler det andra året >>tvingades in» i regressionsuttrycken. De förklarande variab- ler som fritt valdes av datorn var nämligen inte helt desamma båda åren utan urvalet skilde sig på några punkter.

5.3.4 Resultatet av regressionsberäkningarna

I föreliggande avsnitt ges en sammanfattande redovisning av huvudresultatet av de beräk- ningar som utförts enligt de modeller för vilka redogjorts i avsnitt 5.3.3, dvs. i första hand de med MR: 1—14 betecknade model- lerna. Resultaten har sammanfattats i ta- bellerna 5.5 och 5.6. Även resultatet av de likartade beräkningarna MR: 15—17, för vil- ka eljest redogöres i avsnitt 5.5 har med- tagits i dessa tabeller. En mera preciserad information om modellernas utformning, liksom en mera detaljerad redovisning av resultaten av ett urval av de viktigare be- räkningarna, lämnas i bilaga 5.

De flesta beräkningarna har utförts med totalpriset, dvs. med priset för husbyggnad, grund och mark (räknat per 1112 våningsyta), som beroende variabel. Såsom förklarande variabler användes i modellerna MR: l—14 samtliga variabler i avdelning I—VI i listan i tabell 5.1 (utom variablerna I: 1, VI: 35, varjämte variablerna V: I, VI: 10—34, 40 och 41 användes endast i vissa av modeller— na). De kvantitativa variablerna (utom va- riabeln VI: 6, projektstorlek) räknades där- vid per rn2 våningsyta, medan för klassnings- variablerna användes värdena O och 1.

Ett betydelsefullt kriterium vid bedöm— ning av om de genomförda regressions- beräkningarna givit tillfredsställande resul- tat är storleken av den s.k. determina- tionskoefficienten (betecknad R2 och även kallad den multipla korrelationskoefficien- tens kvadrat). Värdet av denna koefficient anger hur stor andel av den totala varia- tionen i byggnadspriserna som förklaras av de medtagna variablerna. Om R2 uppgår

Tabell 5.5 Determinationskoefl'icienten (R*) för olika prövade multipla regressionsmodeller1 (MR-modeller).

Funk— tions- form

Primär- Beräk- mate- nings- rial enhet

Förklarande variabler

Beteck- ning

Determinations— koetTicient (R*) Signifi- kansres- Byggnads- triktion pris

1966 +

1966 1967 1967

MR: vy VI: 35, VI: 40 som MR: 1 1966 års 1967 års 1966 års 1967 års som MR: 1+ VIII: 1—20 som MR: ] som MR: ] som MR: 1 som MR: 1 exkl. V: 1 som MR: 1 exkl. V: 1 VI: 10—34 som MR: ! exkl. V: 1 som MR: I+ VI: 40 MR: MR: MR: MR: MR: MR:

vy vy vy vy vy vy

MR: MR: MR: MR:

vy vy

vy

MR: vy

MR: vy

MR: vy

MR: vy 35—38 som MR: 15 som MR: 15 MR: MR:

16r l7r

vy l vy l

I—VI exkl. I: 1,

I—V, VI: 1—6,

T2 h+g+m 0,78 h+g+m h+g+m h+g+m h+g+m h+g+m h+g+m

0,81 0,80 0,78 0,78 0,78 0,702

0,78 0,77 0,77 o,71= 0,782 0,80

0,80 0,80 0,78 0,782 . . 0,83 0,81 0,83 0,82

0,80 0,80 0,863 0,76

0,83 0,82

h+g+m h+g+m h+g+m h+g

h

0,79 0,78 0,76

0,73 0,72

h 0,78 0,74

h+g+m 0,81s

h+g+m 0,82 0,81 0,80 0,76

0,80 0,79

h+g h

TO

1 För mera ingående beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5. ' Ej jämförbar med övriga koefficienter. 3 Variabeln l/vy medtogs ej av datorn på grund av den givna signifikansrestriktionen, varför regressionsberäkningen blev identisk med den för MR: 1 avseende 1967 års material. Determina- tionskoeflicienten sammanfaller sålunda med den för modell MR: ].

till 0,80 innebär detta således att 80 % av totalvariationen förklaras av modellens va- riabler. I tabell 5.5 ges en sammanställning av R2-värden för de utförda regressions— beräkningarna.

Det allmänna intrycket är att skillnader- na mellan de olika modellerna är tämligen obetydliga; för de modeller där den bero- ende variabeln är byggnadspris per m2 våningsyta varierar R2 från lägst 0,72 till högst 0,83. Vissa skillnader värda att kom— menteras föreligger dock.

I de beräkningar som utfördes med ett totalt byggnadspris per rn2 våningsyta som beroende variabel, och där gränsen för va- riabelintaget knöts till signifikansrestriktion TZ (modell MR: 1) erhölls ett R2 av 0,81 för 1966, 0,80 för 1967 och 0,78 för det

sammanslagna materialet. Antalet intagna variabler uppgick till 45 år 50. Efter korri- geringar av vissa upptäckta felaktigheter i materialet (modell MR: 8) blev R? 0,83 för både 1966 och 1967 samt 0,80 för det sammanslagna materialet. Dessa korrige- ringar, som berörde ett fåtal observationer, visade sig ha endast ett helt obetydlig in- verkan på regressionskoefficienter och in- dextal. Det har därför synts icke vara nöd— vändigt att göra om de tidigare på okorri— gerat material utförda beräkningarna. De undersökningsresultat som redovisas i det följande avser således — om inte annat sägs det ursprungliga okorrigerade mate- rialet.

I det alternativ (modell MR: 2) där restriktionerna på variabelintaget gjordes

förhållandevis starka erhölls följdriktigt nå- got lägre R2-värden. Antalet intagna vari- abler stannade här vid 25 å 30. I dessa fall varierade R2 mellan 0,78 och 0,80. I de fall den för det ena året utvalda variabeluppsättningen »tvingades in» även det andra året (modell MR: 3 och 4) er— hölls samma eller endast obetydligt lägre R2 för det andra året.

Beräkningar med utnyttjande av kombi- nationsvariabler (variabelgrupp VIII, mo- dell MR: 7) har utförts endast med total- priset per rn2 våningsyta som beroende va- riabel. I jämförelse med övriga beräkningar utförda med denna beroende variabel gav kombinationsmodellen en något bättre an- passning. Förbättringen var dock ej så stor att den ansågs uppväga de nackdelar som användningen av denna modell inne— bär, särskilt i form av att färre oberoende variabler kan inkluderas. Modellen har därför inte använts vidare av kommittén.

Den modell där logaritmen för bygg- nadspriset per m? våningsyta användes som beroende variabel (MR: 5 och 6) visade sig ge påtagligt lägre R2-värde för 1966 års va- riabeluppsättning än motsvarande linjära, additiva modell (MR: 3 och 4). Värdena är emellertid inte jämförbara, eftersom den va- riation som skall förklaras i de beroende variablerna är olika. Ingenting tyder dock på att den multiplikativa modellen skulle vara bättre än den additiva.

Vid den beräkning som utförts med totalpriset per lägenhet som beroende vari- abel (modell MR: 10) uppgick R2 till 0,86. Detta är högre än vad som erhölls för mot- svarande modell med totalpriset per rn2 vå- ningsyta som beroende variabel. Det högre R2—värdet kan emellertid inte tolkas som ett tecken på att modellen i fråga är bättre. Eftersom den beroende variabeln ej är den- samma i de båda modellerna är nämligen R2—värdena ej jämförbaral. Det synes sna- rare vara anledning att förmoda att denna modell är sämre än de modeller där beräk- ningarna skett med utgångspunkt i ett bygg- nadspris per m2 våningsyta. Åtminstone an- tyds detta av de medelfelsberäkningar som redovisas i tabell 5.6.

I de beräkningar (modell MR:11—13) som avsåg ett pris för husbyggnad och grund eller enbart husbyggnad togs variabeln tomtyta bort ur materialet, eftersom den antogs icke ha något förklaringsvärde i sammanhanget. Med samma motivering togs variablerna för grund- läggningssätt och markförhållanden i förstone (modell MR:12) bort vid de beräkningar som avsåg priset enbart för husbyggnad. Regressions- anpassningen visade sig bli något sämre i de nyssnämnda fallen än i modellen med total- priset. Detta gällde särskilt beräkningen med ett pris som enbart omfattade husbyggnaden, dvs då mark- och grundläggningskostnader exkluderats. Därför utfördes också vissa be- räkningar med priset för husbyggnad som be- roende variabel, där bland de förklarande va- riablerna åter införts markförhållanden och grundläggningssätt (modell MR:13). Det visade sig då att flera av variablerna från dessa grupper togs med i beräkningarna och erhöll koefficienter signifikant skilda från 0 samt att en signifikant bättre regressionsanpassning erhölls.

Olika skäl till att grundläggnings- och markvariablerna visar sig ha ett förklarings- värde, även i det fall att byggnadspriset avser husbyggnaden enbart, kan anföras. Från statens institut för byggnadsforskning och från bo- stadsstyrelsen har i olika sammanhang hävdats att det finns anledning att misstänka, att de belopp för grundläggnings- och grovplanerings— kostnader som uppgivits i anbudshandlingarna i vissa fall inte är beräknade oberoende av övriga byggnadskostnader. De uppgivna kostnadsbelop- pen för byggnad skulle under sådana omstän- digheter även kunna innehålla kostnader för grundläggning och grovplanering. En annan möjlig förklaring är att kostnaden för upp- förandet av själva husbyggnaden till en del är beroende av grundläggningsförhållandena.

I bilaga 5 (tabell 4) redovisas de genom beräkningarna erhållna regressionskoeffici- enterna för vissa av de prövade modeller-

1 Jämförbar information om förklaringsvär— det hos modellerna med (byggnadspriset/vå— ningsyta) och (byggnadspriset/antal lägenheter) som beroende variabel skulle kunna erhållas genom vissa omräkningar av residualkvadrat- summorna för de bägge modellerna. Sådana be- räkningar skulle emellertid vara förhållandevis arbetskrävande och har inte utförts. Det har inte ansetts nödvändigt då erforderliga jäm- förelser mellan precisionen hos viktigare mo- dellalternativ i stället kunnat baseras på för själva indexberäkningarna genomförda varians- beräkningar, vilka redovisas i tabell 5.ll,av- snitt 5.5.5.

nal. Såsom framhållits förut kan koeffici- enterna för de kvantitativa variablerna be- traktas som skattade priser för ifrågava- rande enhet, utrustning etc. Koefficienter— na för de olika klassningsvariablerna där- emot anger prisskillnad per rn2 våningsyta i förhållande till den variabel i variabel- gruppen som valts till nollpunkt (se av- snitt 5.3.3.2 och tabell 5.1). Den kon— stanta termen kan betraktas som ett fast belopp (pris) per 1112 våningsyta för den relevanta hustypen (se avsnitt 5.2.2.4). Vid en jämförelse mellan koefficienterna för de olika multipla regressionsberäkningar som utförts på basis av ett totalpris per m2 våningsyta framgår att det för en och samma modell föreligger skillnader och i många fall avsevärda skillnader mellan beräkningarna för de bägge åren. Dessa skillnader är emellertid i regel ej statistiskt Säkerställda (se tabell 3 i bilaga 5). När det gäller de för byggnadspriset mest be- tydelsefulla variablerna som lokalytor och standard synes dock koefficienterna för- hållandevis stabila.

I de fall statistiskt säkerställda skillnader föreligger mellan de bägge åren kan givetvis dessa bero på att värderingarna av berörda kvalitetsegenskaper faktiskt är olika. Regres— sionskoeffecienterna kan emellertid även av tillfälligheter i materialet ha påverkats så att de blivit olika de bägge åren.

Vid en jämförelse de bägge åren emellan av koefficienterna för regressionsberäkningarna med det restriktivare variabelurvalet (modell MR:2) kan konstateras skillnader inte bara när det gäller de numeriska värdena på koefficien- terna utan även när det gäller vilka variabler som togs med i regressionsuttrycken. (Det fram- går vid en jämförelse mellan modellerna MR:3 och MR:4, vilka utgår från MR:2; se tabell 3 i bilaga 5.) Detta är en risk man löper, om man väljer förklarande variabler i regressionsmodel- len på det sätt som sker genom datorprogram- met för att uppnå den bästa regressionsanpass- ningen. Eftersom vissa kvalitetsvariabler är relativt starkt korrelerade med varandra, kan små förskjutningar av observationsvärdena med- föra att en del variabler kommer att tagas med i regressionen vid den ena beräkningen på be- kostnad av andra variabler, medan vid den andra beräkningen ett byte av variabler in- träffar.

Ett exempel på detta utgör de regressionsbe- räkningar (modell MR:14) i vilka variabeln

1/våningsyta och variabeln omkrets av vånings- yttervägg/våningsyta prövades samtidigt. Dessa variabler är starkt korrelerade med varandra, och i regressionsberäkningarna för 1966 och 1967 kom de att byta plats, dvs. det ena året togs bara den ena och det andra året bara dcn andra variabeln in.

Såsom illustreras av det i föregående stycke relaterade exemplet kan korrela— tioner mellan förklarande variabler leda till vissa problem. Vad som här i första hand kan vara besvärande är att regressions- koefficienterna blir behäftade med syste- matiska fel, då det föreligger korrelation mellan förklarande variabler som tagits med i beräkningarna och sådana som icke med— tagits. Förhållandena är annorlunda då det förekommer korrelation mellan två el— ler flera variabler vilka alla är medtagna i beräkningarna. Detta medför, om vari— ablerna är korrekt mätta, endast nedsatt precision i ifrågavarande variablers re- gressionskoefficienter.

Interkorrelationsproblem av detta slag kan ha stor betydelse om analysen syftar till att regressionskoefficienterna skall va- ra förväntningsriktiga var för sig. Detta är t.ex. fallet om de enskilda koefficien— terna skall utnyttjas vid beräkning av del- indextal med utgångspunkt i de totala regres— sionsuttrycken eller vid beräkning av olika slag av förskjutningseffekter som skall tillå— tas slå igenom vid indexberäkningarna i vissa fall men elimineras i andra (exempel- vis effekten på genomsnittspriserna av för- skjutningar av bostadsbyggandet mellan oli— ka hustyper, projektstorlekar m.m.). Dessa problem kommer att behandlas mera ingå- ende i avsnitt 5.6.

Skall däremot endast en totalindex beräk— nas utan beaktande av förskjutningseffek— ter har interkorrelationer mellan de förkla- rande variablerna — om dessa förutsätts ha viss stabilitet mindre betydelse. I de fall endast vissa av de inbördes korrelerade variablerna medtages i regressionsuttrycket kommer visserligen regressionskoefficienter-

1 Redovisningen i tabell 4 i bilaga 5 och den här följande kommentaren avser endast model- ler där den beroende variabeln har formen pris per m2 våningsyta.

Tabell 5.6 Indextal för 1967 för några av de prövade multipla regressionsmodellerna1 (MR- modeller).

Signi-

fikans- Bygg- restrik- nads- tion pris IL Ip

Funk- tions— form

Förkla- rande va- riabler

Primär- Beräk- mate- nings- rial enhet

Indextal (1966 = 100) IT

vy tabell 5.1, T 2 I—IV vy som MR: 1 T ] vy 1966 års (T ]) vy 1967 års (T 1) vy 1966 års (T 1) vy 1967 års (T 1) vy som MR: T 2 l+VIII: 1—20 vy som T 2 MR: ] vy som T 1

MR; 1 som T 2 MR: 1 som T 2 MR: 1 exkl. V: 1 som T 2 MR: 1 exkl. V: 1, VI: 10—34 som T 2 MR: 1 exkl. V: 1

som MR: 1+ VI: 40

I—V, VI: T 0 1—6, 35—38 som T 0 MR: 15 som T 0 h MR: 15

h+g+m 101,9 101,5 101,9 h+g+m 101,7 h+g+m 101,8 h+g+m 101,7 h+g+m .. h+g+m 101,7 h+g+m 101,7

101,7 101,7 101,5 101,3

101,5 101,7 101,6 101,7 101,5 101,8

ibm

h+g+m101,9 101,5 101,9

h+g+m101,6 101,7 101,8

h+g+m .. 101,7

h+g 102,3 101,6 101,7

101,1 101,1 100,6

MR: vy 101,7 101,1 101,3

MR: vy 101,92 101,52 101,92

MR: vy 101,7 101,5

MR: vy 101,8 101,5

MR: vy 101,4 100,7

1 För mera ingående beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5. 2 Variabeln l/vy medtogs ej av datorn på grund av den givna signifikansrestriktionen varför regressionsberäkningen blev identisk med den för MR:1 avseende 1967 års material. Indextalen sammanfaller sålunda med det för modell MR: 1. Medelfelsberäkningar har utförts för indextalen avseende modellerna MR: 15—17. Dessa redo- visas i tabell 5.11.

na i regel icke att bli väntevärderiktiga, ef- tersom de medtagna variablerna även ”drar åt sig” förklaringsvärde från de icke med- tagna. De förra representerar dock i viss utsträckning även de senare i regressions- uttrycken så att totalindextal trots nämnda förhållandena blir väntevärderiktiga.

5.3.5 Beräkning av totalindextal

I tabell 5.6 redovisas totalindexar baserade

på de olika i det föregående redovisade be— räkningarna. Beräkningarna avser totalin— dextal utan beaktande av s. k. förskjutnings— effekter.! Förutom L- och P-indexar har en annan typ av indextal T-index, i form- lerna betecknade IT — beräknats med ut- gångspunkt i koefficienten för tidsvariabeln vid regressionen för 1966 och 1967 för det sammanslagna materialet.

1 Förskjutningseffekternas betydelse för in- dexberäkningarna behandlas i avsnitt 5.6.1.

Figur 5.2 Stegvisa beräkningar av indextal. 11 Index

| 1 I | T F

1 5 10 15 20 25

Några medelfelsberäkningar för de på modellerna MR: 1—14 baserade L- och P- indexberäkningarna har inte utförts. En viss uppfattning om indextalens precision kan emellertid erhållas med hjälp av standard— avvikelsen för koefficienten till tidsvaria- beln. I anslutning till redogörelsen (i avsnitt 5.5) för inom kommittén utförda provbe- räkningar med modeller baserade på pant— värden redovisas medelfelsberäkningar för dessa men även för index baserade på de multipla regressionsmodellerna MR: 15—17. De medelfel som här redovisas för total- indextal av L— och P-typ är av samma stor- leksordning som de i tabell 5.6 angivna me- delfelen för index av T-typ.

Vid en jämförelse av indextalen för mo- dellerna MR: 1 och MR: 2 med MR: 8 resp. MR: 9 finner man, som tidigare framhållits, att korrigeringen av materialet haft liten in- verkan på resultatet.

Det kan konstateras att det i allmänhet föreligger en viss skillnad mellan L— och P- index, och att då skillnad föreligger L-index på ett undantag när -— alltid är större än

! I | | 30 35 40 45

P-index. Denna skillnad visar att produk- tionen mellan 1966 och 1967 i genomsnitt ökade något mera (eller minskade något mindre) för hustyper vilkas priser ökade förhållandevis mindre (eller föll förhållande- vis mera). Av redovisningen i bilaga 9 fram- går att förhållandena var desamma vid års- jämförelserna 1967—1968 och 1968—1969.

Variationen i indextalen mellan de olika modellerna synes vara något större för T- index, medan den är minst för indextalen av P-typ. Skillnaderna mellan indextalen av- seende samma pris är emellertid, på något undantag när, inte större än att de ryms inom den osäkerhetsmarginal med vilken de av medelfelsuppgifterna att döma ändå är behäftade med.

I syfte att studera hur indextalen påver- kas av om de beräknas på grundval av ett varierande antal förklarande variabler har med anknytning till modell MR: 1 indextal beräknats för vart femte regressionssteg, dvs. för 5, 10, 15 etc. förklarande variabler. Beräkningarna har utförts endast för det to- tala byggnadspriset. Resultatet redovisas 1

: Antal steg

figur 5.2. Av denna framgår att indextalen i det prövade fallet varit tämligen stabila till sitt värde fr. o. m. 20 förklarande variabler. Vid bedömningen av detta resultat skall man emellertid ha klart för sig att prisförändring och prisvariation var jämförelsevis små den aktuella perioden (1966—1967).

Det är vid bedömning av T-index viktigt att observera att denna främst är beroende av tillförlitligheten hos skattningen i en enda koefficient, nämligen koefficienten för tids- variabeln. Det är då bl. a. angeläget att prö- va huruvida det föreligger risk för att denna till följd av interkorrelationsfenomen (se av- snitt S.3.4) kan bli behäftad med systematis- ka fel. I detta sammanhang kan relateras erfarenheten på denna punkt av de regres- sionsberäkningar med särskild tidsvariabel som utfördes på det för 1966 och 1967 sammanlagda materialet, och som avsåg ett pris för enbart husbyggnad (dvs. modellerna MR: 12 och MR: 13). I det fall variablerna för tomtyta, grundläggningssätt och mark- förhållanden uteslöts ur beräkningen (mo- dell MR: 12) erhöll koefficienten för tidsva- riabeln värdet 5,2. Detta skulle således ut- göra ett uttryck för den standardrensade prisskillnaden i kronor per m2 våningsyta mellan 1966 och 1967. När nämnda variab- ler infördes och togs med i regressionen (modell MR: 13) antog emellertid koefficien- ten för tidsvariabeln värdet 9,1, dvs. ca 4 kronor mer än i det förstnämnda fallet. Skillnaden frafnkom som en direkt följd av att variablerna för grundläggningssätt och markförhållanden gavs möjlighet att komma med i regressionsekvationen. I det ifrågavarande materialet förekom tydligen en samvariation mellan tidsvariabeln och variablerna för grundläggningssätt och mark- förhållanden. Kommittén anser att T-in- dexens känslighet för interkorrelationsfeno- men gör den mindre lämplig än L- och P- indexkonstruktioner med utgångspunkt i he— la regressionsuttrycket. Den tas därför icke upp till fortsatt övervägande i det följande.

5.3.6 Jämförelse mellan enhetsvärden i pant- värdet och koefficienter i den multipla re- gressionsmodellen

5.3.6.1 Jämförelsens förutsättningar

De beräknade regressionskoefficienterna kan, som påpekats i det föregående, tolkas som priser per enhet för ifrågavarande vari- abler. Det kan vara av intresse att jämföra nämnda koefficienter med de enhetsvärden för motsvarande komponenter som använts i bostadsstyrelsens metod för beräkning av låneunderlag och pantvärde. En sådan jäm- förelse är förenad med vissa svårigheter, eftersom de båda modellerna inte är upp- byggda på samma sätt. I detta avsnitt görs emellertid ett försök att uppskatta skillna- derna i de olika värderingsmetodema så att en jämförelse skall kunna göras åtminstone för vissa viktiga variabler.

En redogörelse för bostadsstyrelsens vär- deringsmetod återfinns i bilaga 3. Man kan diskutera hur de genom regres- sionsanalysen framräknade koefficienterna skall tolkas. Det kan å ena sidan hävdas att koefficienterna mäter hur mycket kostna— derna (priset) för ett genomsnittshus föränd- ras om man varierar en variabel i taget, medan övriga variabler hålls konstanta. Å andra sidan bör emellertid påpekas, att ett sådant betraktelsesätt i vissa fall synes orim- ligt, eftersom det inte alltid är möjligt att entydigt isolera olika faktorer från varandra. Variationer i vissa variabler medför med nödvändighet följdvariationer i andra va- riabler.

Vid tolkningen av koefficienterna i re- gressionsanalysen bör man dock hålla i minnet att dessa har fastställts genom järn- förelse av egenskaper och priser hos ett an— tal bostadshus som i stor utsträckning är konstruktionsmässigt olika. Det synes inte orimligt att antaga att kostnaden — vid en marginell förändring av en viss variabel — förändras olika för bostadshus av olika ut- formning. De beräknade koefficienterna får därför närmast betraktas som genomsnitts- priser för de övriga variablerna utan direkt

Tabell 5.7 Jämförelse mellan bostadsstyrelsens enhetsvärden och beräknade regressionskoeffi— cienterl.

Bostadsstyrelsens enhetsvärde den 1 . 1 . 1 968

Variabel

Regressions- koefficienter 1967

Regressi ons- koefficienter 1966

Våningsyta 240 kr/m2 Lokaler klass I och II 740 » Lokaler klass III 200 » Biutrymmesyta 125 » Yta översta bjälklag 120 » Papptak —20 » Plåttak, asbestcement —10 » Omkrets, våningsyttervägg 260 kr/lm Lägenhet 15 500 kr/st Rumsenheter —— »

Utrustningsstandard I lägenheter

I lokaler I fastigheten i övrigt

Bilplatser

Grusbelagda 350 kr/st Permanentbelagda 700 » Parkeringsdäck 4 000 » Icke brandsäkra ca 3 0002 »

386 kr/m2 350 kr/m2 722 (33) » 672 (37) » 221 (26) » 198 (30) » 106 (15) » 187 (16) » 158 (30) » 138 (31) » —26 (7) » —30 (6) » —17 (9) » —35 (9) » 318 (63) kr/lm 408 (66) kr/lm 8 548 (982) kr/st 7 069 (935) kr/st 1 131 (454) » 1 715 (518) »

1,34 (0,27) 1,62 (0,20) 1,04 (0,14)

29 (812) kr/st 1 107 (303) » 4 791 (459) » 1 732 (673) »

1 340 (653) kr/st 1 116 (311) » 3 778 (605) » 2 949 (632) >>

1 Resultaten är hämtade från beräkningar enligt modell MR: 17 med priset för enbart husbygg- nad/m2 våningsyta som beroende variabel. 2 Icke brandsäkra bilplatser har ej erhållit något schablonbelopp i 1968 års låneunderlag och pantvärde. Enligt 1963 års värdering erhölls följande belopp: kallgarage 2 000 kr, varmgarage 3 000 kr, dessutom tillkom för bilplatser 600 kr. Det i tabellen angivna beloppet utgör en uppskattning.

anknytning till hustyp.

När det gäller bostadsstyrelsens enhets- värden torde dessa med hänsyn till sitt än- damål och sin konstruktion i stort sett kun- na ges samma tolkning som regressions— koefficienterna. Dessa enhetsvärden har be- räknats på grundval av särskilda kostnads- kalkyler. Bostadsstyrelsens metod är emel- lertid något annorlunda uppbyggd än re- gressionsmodellen, såtillvida som det skett en uppdelning av kostnadsbeloppen på flera i och för sig samvarierande variabler som i regressionsberäkningarna behandlats tillsam- mans. Jämförbarhet mellan bostadsstyrel— sens enhetsvärden och ovannämnda koeffi- cienter kan därför i vissa fall endast erhållas genom att sammanslagningar görs av de förra.

5.3.6.2 Jämförelse mellan enhetsvärden och regressionskoefficienter

I tabell 5 .7 har i jämförande syfte för vissa

variabler gjorts en sammanställning av dels bostadsstyrelsens enhetsvärden dels motsva- rande beräkningar baserade på de skattade regressionskoefficienterna 1966 och 1967. Dessa har hämtats från beräkningar enligt modell MR: 17 med priset för enbart hus- byggnaden som beroende variabel, vilket torde vara det som närmast motsvarar bo- stadsstyrelsens modell. Nollpunkterna för de i regressionsmodellen förekommande grupperna av klassningsvariabler har även valts så att jämförbarhet skall kunna erhål- las mellan koefficienter och enhetsvärden. Jämförelsen har begränsats till variabler som i regressionsanalysen har koefficienter signi- fikant skilda från noll (på 5-procents risk- nivå) och dessutom förekommer i pantvär- det för flerfamiljshus år 1966 och 1967. Bostadsstyrelsens enhetsvärden är de fr.o.m. den 1.1 1968 gällande. Dessa torde på grund av inträffade prisförändringar lig- ga på en något högre nivå än om de varit beräknade i 1966 resp. 1967 års genom—

snittliga prisläge. Detsamma gäller 1967 års regressionskoefficienter i förhållande till 1966 års. Med tanke på den relativt obe- tydliga prishöjning som kunnat konstateras mellan 1966 och 1967 torde nämnda skill- nader dock vara av liten betydelse för den genomförda jämförelsen, som under alla omständigheter måste bli tämligen grov.

Följande kommentarer kan göras till ta- belljämförelsen. I koefficienten för vånings- yta ingår även kostnader för finplanering, värme och ventilation. I låneunderlags- och pantvärdesberäkningarna ingår dessa med särskilda enhetsvärden. I syfte att göra be- loppen för våningsyta enligt de bägge vär- deringsmetoderna jämförbara kan nedanstå- ende kalkyl uppställas.

Enhetsbelopp

240 kr per rn2 våningsyta 20 >> » » »

30» >> » »

Våningsyta Finplaneri ng Värme

Ventilation 10 >> » >> »

m W -

300 kr per m2 våningsyta

Det kan konstateras, att beloppet per lä- genhet är högre för bostadsstyrelsens värde- ringsmetod än i regressionsanalysen. Det finns anledning antaga, att skillnaden i be- loppen, vilka räknade per genomsnittslägen- het uppgår till 15500 resp. 8548 kr för 1966 och 7069 kr för år 1967, i viss ut- sträckning faller på våningsytevariabeln i regressionsanalysen. Dessutom måste beak- tas att antal rumsenheter (köket inräknat) medtagits som särskild variabel i regressions- analysen. Denna variabel förekommer inte i låneunderlags- och pantvärdeberäkningar— na.

Regressionskoefficienten för variabeln an- tal rumsenheter uppgick för 1966 till 1 131 kr per rum med medelfelet 454 kr och för 1967 till 1715 kr med medelfelet 518 kr. Om man räknar med att antalet rumsenheter per genomsnittslägenhet uppgick till 3,6 st, kommer för en sådan lägenhet beloppet för antalet rum att uppgå till ca 4 100 kr 1966 och ca 6200 kr 1967, vilket tillsammans med beloppen per lägenhet gör ca 12 600 kr

1966 och ca 13 300 kr 1967. Nämnda be- lopp skall jämföras med lägenhetsbeloppet 15 500 kr enligt bostadsstyrelsens värde- ringsmetod. Beaktas även beloppen för vå- ningsyta genom att den totala summan av lägenhets- och rumsbeloppen för respektive modell adderas till produkten av vånings- ytebeloppen och antalet m2 våningsyta för en genomsnittslägenhet som omfattar ca 90 rn2 våningsyta kan en mera rättvisande jäm— förelse göras mellan de olika modellerna. Man finner då att den totala skillnaden mel- lan regressionsmetoden och bostadsstyrel- sens värderingsmetod stannar vid ca 52 kr per lägenhet 1966 och 25 kr 1967. Nämnda siffror torde ligga helt inom felmarginalerna för de bägge värderingsmetoderna.

När det gäller övriga ytvariabler kan kon— stateras att koefficienten för lokaler klass I och 11 för 1967 ligger något lägre än bo- stadsstyrelsens, medan de motsvarande be- loppen för 1966 i stort sett överensstämmer. Beloppet för biutrymmesyta enligt regres- sionsanalysen ligger det ena året över och det andra året under bostadsstyrelsens vär— dering. Yta av översta bjälklag har ett högre värde i regressionsanalysen liksom även be- loppet för omkrets, våningsyttervägg. För såväl lokaler klass I och II, lokaler klass III, som för yta för översta bjälklag är medelfe- len för koefficienterna dock så stora, att man inte med säkerhet kan avgöra om någ- ra reella skillnader föreligger. De negativa värdena för papp- och plåttak skall tolkas så att dessa är billigare per ytenhet än det i tabellen angivna beloppet för yta för övers- ta bjälklag, som avser tegeltak.

Variablerna för utrustningsstandard i re— gressionsanalysen konstruerades så att vär- det av olika utrustningsdetaljer i bostads- huset enligt bostadsstyrelsens värdering sum- merades. Den värdering som utnyttjades av- såg prisläget den 111968. De medtagna standardkomponentema var de som ingick i pantvärdet enligt för undersökningsåren gäl- lande metod. Man kunde i och för sig för- vänta att regressionskoefficientema för stan- dardvariablerna skulle ligga nära värdet 1. Dessa har emellertid antagit värden som överstiger 1 såväl för 1966 som 1967. En

förklaring till detta kan vara, att en stor del av de utrustningsdetaljer som kan förekom- ma i ett bostadshus inte ingick i pantvärdet utan endast i den s. k. godkända produk- tionskostnaden. Om det förelåg en positiv korrelation mellan den redovisade och den icke redovisade utrustningsstandarden, torde det vara rimligt att antaga att standard- variablerna i regressionsanalysen dragit åt sig denna överstandard. Under sådana omstän- digheter blir koefficienterna större än 1. Det bör dock påpekas att endast koefficienten för variabeln utrustningsstandard i lokaler för 1967 skiljer sig signifikant från 1 (på 5 % risknivå). Koefficienten för standard i fastigheten i övrigt ligger dessutom nära 1 bägge åren. Det kan nämnas att nämnda överstandard enligt bostadsstyrelsens beräk- ningar för ifrågavarande år i genomsnitt upp- gick till ca 2 000 kr per lägenhet. Med ut- gångspunkt i de skattade regressionskoeffi- cienterna (multiplicerade med resp. enhets- värdebelopp) kan nämnda överstandard be- räknas till 3 265 kr 1966 och 3 470 kr 1967.

Regressionskoefficienterna och bostads- styrelsens enhetsvärden för bilplatser är inte direkt jämförbara. Det beror på att före- komsten av skärmtak, för vilket kostna- den hålls isär från övriga bilplatskostnader i bostadsstyrelsens beräkningar, inte särskilt beaktats i regressionsanalysen. I den mån skärmtak förekommit under ifrågavarande år torde effekten av dessa ligga inbakade i koefficienterna för de olika bilplatserna.

Om man beaktar de relativt stora stan- dardavvikelser som förekommer för de olika bilplatsvariablema, synes priserna vara av samma storleksordning enligt regressionsana- lysen och bostadsstyrelsens värderingsmetod när det gäller permanentbelagda bilplatser, parkeringsdäck och icke brandsäkra bilplat— ser. Regressionskoefficienterna för grusbe- lagda bilplatser är 1966 väsentligt större än bostadsstyrelsens enhetsvärde, medan de för 1967 är orimligt små. Medelfelen för denna koefficient är dock så stora att även i detta fall ett 95-procentigt konfidensintervall bå- da åren täcker bostadsstyrelsens enhetsvär- de.

I regressionsanalysen förekommer ytterli-

gare variabler utöver de i tabell 5 .7 redo— visade — för vilka det även finns enhetsvär- den i bostadsstyrelsens värderingsmetod. Det är här fråga bl. a. om olika k-värden, ytter— väggsbeklädnad, uppvärmningssätt etc. Ko- efficienterna är emellertid i flertalet fall be- stämda med sådan statistisk osäkerhet att de varken är signifikant skilda från 0 eller från motsvarande enhetsvärden i bostadsstyrel- sens värderingsmetod. De har därför uteslu- tits från jämförelsen.

Sammanfattningsvis kan på grundval av ovanstående jämförelser mellan bostadssty- relsens enhetsvärden och regressionskoeffi- cienterna för de olika variablerna i de av kommittén utförda beräkningarna konstate- ras att överensstämmelsen för vissa variabler är förhållandevis god, medan det för andra variabler föreligger påtagliga avvikelser. Des- sa syncs dock kunna förklaras antingen av att de bägge värderingsmodellema delvis är olika uppbyggda eller av den föreliggande slumpmässigt betingade osäkerheten i re- gressionsskattningarna.

5.4 Försöksberäkningar med faktorregres- sionsmodellen av byggnadsprisindex för fler- familjshus

5 .4.1 Redogörelse för metoden

Såsom framhållits i det föregående kan kor- relationer mellan förklarande variabler leda till att regressionskoefficienterna för dessa dels kan bli behäftade med systematiska fel, dels få nedsatt precision. Effekten av sådana korrelationsfenomen på totalindextal torde ofta vara obetydlig, under förutsättning att de korrelationer som förekom vid basperio— den också förekommer under jämförelse- perioden. Som nämnts spelar emellertid re- gressionskoefficienternas absoluta storlek en mer betydelsefull roll vid beräkningar av förskjutningseffekter och i vissa fall av del- indextal. Under vissa förutsättningar kan man komma till rätta med de nämnda pro- blemen genom att tillämpa en metod som här skall kallas faktorregressionsanalysl.

1 Se John T. Scott Jr, Factor analysis and regressions, Econometrica, Volume 34, No 3, (Juli 1966), s. 552 ff.

Som ett första steg i faktorregressionsanalysen utnyttjas den statistiska metod som kallas faktoranalys. Den tanke som ligger bakom denna metod är att en uppsättning variabler, bland vilka interkorrelationer förekommer, kan beskrivas genom ett antal gemensamma faktorer som är färre till antalet än det ursprungliga variabelantalet, och som inbördes är okorrelerade. Med utgångspunkt i resultatet av en sådan analys är det sedan teoretiskt möj— ligt att i ett andra steg räkna fram förväntnings- riktiga regressionskoefficienter. Metoden faktor- regressionsanalys kan sålunda, som framgår av namnet, ses som en kombination av faktoranalys och regressionsanalys.

Faktoranalysen syftar. som nämnts, till att återföra förklaringarna till ett så litet antal bakomliggande faktorer som möjligt. Ett första moment i faktoranalysen är att bestämma

etta antal gemensamma faktorer. Flera meto- der finns utarbetade härför. Ett par olika me- toder har prövats i kommitténs beräkningar.

När antalet gemensamma faktorer bestämts, och faktorkoefficienterna har estimerats, kan även estimat på faktorerna erhållas. Normalt går man inte så långt vid isolerad faktor- analys, då man nöjer sig med att bestämma värden på faktorkoefficienterna. Vid faktor- regressionsanlys är det emellertid nödvändigt att här gå vidare. Med hjälp av en minsta kvadratmetod kan man beräkna sådana vär- den för de gemensamma faktorerna att de sammanfattar så mycket som möjligt av den information som finns i de ursprungliga va- riablerna. Med utgångspunkt i estimaten på fak— torkoefficienter och gemensamma faktorer be- beräknas sedan koefficienter för de förklaran- de variablerna i analysen. Dessa är jämförbara med regressionskoefficienterna i regressionsana- lysen.

5 .4.2 Utförda beräkningar 5 .4.2.1 Beräkningsunderlaget

Beräkningarna har utförts på grundval av samma material som utnyttjats för de i av— snitt 5.3 beskrivna regressionsberäkningarna. De har dock utförts enbart med utgångs- punkt i en beroende variabel, nämligen det sammanlagda priset för husbyggnad, grund och mark räknat per m2 våningsyta. Som förklarande variabler prövades i stort sett samma urval av variabler som användes vid de multipla regressionsberäkningarna. För att undvika vissa tekniska beräkningspro- blem förorsakade av avrundningsfel i mate-

rialet uteslöts dock vissa variabler som var särskilt lågt korrelerade med såväl bygg— nadspriset som övriga variabler. Vilka des- sa variabler var framgår av tabell 5.4.

Faktoranalysdelen i beräkningarna utför— des med hjälp av ett standardprogram för dator. Programmet är begränsat till 80 va- riabler och 40 faktorer.

5.4.2.2 Beräkningar och resultat

Som tidigare nämnts föreligger olika möjlig- heter för bestämning av antalet gemensam— ma faktorer i faktoranalysen. Resultatet av ett av dessa test1 pekade på 41 faktorer för 1966 och 40 faktorer för 1967. Enligt ett annat test2 erhölls uppgiften 58 faktorer för 1966 och 63 för 1967. Enligt det sistnämn- da testresultatet skulle således antalet fak- torer i materialet överstiga de bearbetnings- möjligheter som det tillgängliga faktorana- lysprogrammet erbjöd. Antalet variabler i materialet var 64 för 1966 och 66 för 1967. De test som utnyttjats vid bestämning av antalet faktorer tyder således på att antalet faktorer borde sättas till åtminstone 40, vil— ket programmet tillät, kanske helst högre. Det faktum att det erforderliga antalet fak— torer närmar sig antalet variabler antyder att interkorrelationerna mellan variablerna inte är så starka att man vinner nämnvärt i säkerhet i skattningarna genom att använda faktoranalys.

Eftersom det sålunda förelåg en betydande osäkerhet vid bedömningen av hur många faktorer som kan vara erforderliga, synes det vara av ett visst intresse att se hur fak- torregressionskoefficientema och indextalen påverkas av om analysen genomförs med ett varierande antal gemensamma faktorer. Ana- lysen har därför utförts för varje fem-tal faktorer från 5 t. o. m. 40. I tabell 5.8 redo— visas resultaten av beräkningarna i form av indextal.

1 Se Harman H. H., Modern Factor Analysis, The University of Chicago, press 1960, s. 154 ff och Lawley D. N. and Maxwell A. E., Factor Analysis as a Statistical Method, op. cit., s. 45 ff. Jöreskog, K. G., Statistical Estimation in Factor Analysis, Uppsala 1963, s. 101 ff.

Tabell 5.8 Redovisning av totalindexar för faktorregressionsanalysen vid olika antal faktorer.

Indextal 1966 = 100 IP

Antal faktorer IL

101,2 102,5 102,2 102,3 102,1 102,2 101,5 101,8

102,1 101,7 101,5 101,5 101,9 101,9 101,6 101,9

Vid en jämförelse av de för olika antal faktorer framräknade faktorregressionskoef— ficienterna finner man en ganska stor varia- tion (se bilaga 5, tabell 4). Denna synes helt naturligt vara störst då antalet faktorer är litet. Med växande antal faktorer ökar i allmänhet stabiliteten.

Koefficienterna i faktorregressionsanaly- sen visar i allmänhet inte särskilt god över- ensstämmelse med motsvarande regressions- koefficienter. Det är svårt att avgöra huru- vida och i vilken utsträckning detta kan bero på stora varianser i koefficienterna. Några variansberäkningar har icke gjorts.

Eftersom skattningen av faktorregressions- koefficienterna baseras på den gemensamma variationen i variablerna är det från preci- sionssynpunkt av stort intresse att veta hur stor del av den totala variationen i variablerna som förklaras av de vid beräkningarna ut- nyttjade gemensamma faktorerna. De s.k. kom- munaliteterna för de olika variablerna utgör ett mått på detta. Om kommunaliteten vid exempel- vis 25 faktorer för en viss variabel uppgår till 40,60, innebär detta att ifrågavarande faktorer förklarar 60 % av den totala variansen i va- riabeln i fråga.

Det kan konstateras att kommunaliteterna varierar starkt från variabel till variabel. Vissa kommunaliteter förefaller låga endast ca 0,50 — vilket i och för sig skulle kunna moti- vera att ännu fler än 40 faktorer prövades i ana— lysen. Ett av testen på faktorantalet gav ju till resultat att ett väsentligt större antal faktorer än 40 vore riktigare. Det synes sålunda tveksamt om 40 faktorer var tillräckligt för att på ett från analyssynpunkt tillfredsställande sätt för- klara variationen i de förklarande variablerna.

Erfarenheten av beräkningarna är när- mast att interkorrelationerna i materialet

inte synes vara särskilt betydande. Eftersom höga interkorrelationer mellan de förkla- rande variablerna utgör en förutsättning för att en faktorregressionsmodell skall vara överlägsen en multipel regressionsmodell, drar kommittén den slutsatsen att den sist- nämnda modellen är att föredraga som kva— litetsrensningsmetod vid byggnadsprisindex— beräkningar. Kommittén anser därför att faktorregressionsmetoden inte bör komma till användning vid framtida byggnadspris- indexberäkningar.

5.5 Försöksberäkningar av byggnadsprisin— dex för flerfamiljshus med utnyttjande av pantvärdena

5.5.1 Modellerna

Det ligger nära till hands att pröva möjlig— heten att direkt utnyttja de i låneunderlags- och pantvärderingsberäkningarna använda enhetsvärdena för kvalitetsvärderingar vid beräkning av byggnadsprisindexar. Kommit- tén har därför utfört försöksvisa beräkningar från denna utgångspunkt. Underlaget är där— vid i princip pantvärdena. Som närmare ut— vecklas i det följande (avsnitt 5.5.2) måste emellertid därvid göras vissa modifieringar av de vid lånebehandlingen beräknade pant- värdena, eftersom dessa inte innefattar alla de variabler som enligt kommitténs uppfatt— ning bör beaktas vid indexberäkningarna. Sålunda har i dessa beräkningar hänsyn ta- gits även till vissa andra variabler vid sidan om pantvärdena.

I beräkningarna med utgångspunkt i pant- värdena har använts två skilda huvudansat- ser med utnyttjande av i det ena fallet kva- litetselementmetoden och i det andra fallet regressionsmetoden.

Den tillämpade kvalitetselementmetoden innebär i princip att man baserar indexbe- räkningarna på överkostnadskoefficienter be- räknade såsom relationen mellan de genom anbud (eller motsvarande) konstaterade fak- tiska byggnadspriserna och de till fast pris- läge hänförliga pantvärdena (dvs. pantvär- dena före multiplikation med tids- och orts- koefficienterna). Indexberäkningarna utförs

på basis av förändringen i nämnda kvot mel- lan en bas- och en jämförelseperiod. De ovan nämnda övriga variablerna införes på så sätt att materialet med utgångspunkt i dessa uppdelas i klasser. Den prövade modellen kan således riktigast beskrivas såsom en kombinerad kvalitetselement- och kvalitets- klassmodell baserad på pantvärden och vissa kompletterande variabler. För enkelhets skull kallas den dock i det följande kvali- tetselementmodellen, eller förkortat KE-mo- dellen. I tabellredovisningarna betecknas den KE: 1—6.

Regressionsberäkningarna med utnyttjan- de av pantvärden skiljer sig från de i avsnitt 5 .3 redovisade därigenom att alla kvalitets- variabler som ingår i pantvärdet förutsatts representerade av detta. Dessa beräkningar har skett enligt två olika varianter. I den ena av dessa antogs kvoten byggnadspriset/ m2 våningsyta vara en linjär funktion av dels kvoten pantvärdet/m2 våningsyta, dels de i det föregående nämnda kompletterande va- riablerna. I den andra regressionsmodellen antogs kvoten byggnadspris/pantvärde, dvs. överkostnadskoefficienten, vara en linjär funktion av de kompletterande variablerna. Den förstnämnda modellen benämns i fort- sättningen pantvärdemodellen, den senare kallas överkostnadsmodellen, eller förkortat PV- respektive ÖK-modellen. I tabellerna betecknas de PV: 1—3 respektive ÖK: 1—3.

För att kunna jämföra resultaten av be- räkningarna enligt de nya modellerna med resultaten från beräkningar med multipel re- gression av det slag som tidigare prövats ut- fördes, som nämnts, förnyade regressions— beräkningar av sistnämnda slag på grundval av ett korrigerat undersökningsmaterial. Härvid ersattes det tidigare prövade varia- belurvalet avseende mark och grund med de grundläggningsvariabler som ingick i pant— värdemodellerna (se vidare avsnitt 5.5.2). Denna beräkningsmodell kallas liksom tidi- gare för enkelhets skull den multipla regres— sionsmodellen eller förkortat MR-modellen.1 I tabellerna betecknas de nya beräkningarna MR: 15—17.

Indexberäkningarna är baserade på uppgif- ter från samma material som de i avsnitten 5.3 och 5.4 redovisade undersökningarna. Som beroende variabel har liksom i de tidi- gare beräkningarna använts tre skilda bygg- nadsprisbegrepp, nämligen avseende dels husbyggnad, grund och mark, dels husbygg- nad och grund, dels också enbart husbygg- nad.

För att pantvärdet skall kunna betraktas som en kvalitetsvariabel måste detta vara utformat så att prisförändringar som inte kan anses kvalitetsmässigt motiverade inte får inverka. Detta krav är inte uppfyllt för alla delar av den pantvärdeberäkning som sker i samband med bostadslångivningen. Vissa i det följande redovisade korrigeringar av pantvärdet måste därför vidtagas i detta sammanhang.

Pantvärdena för av beräkningarna berörda bostadshus rensades först från orts— och låne- underlagskoefficienter till att avse kostnadsni- vån i de 5. k. Mälarlänen den 1.1.1963. Då det gällde mark- och exploateringskostnader samt tilläggsbeloppen för grundläggning och grov- planering ändrades de schablonbelopp som in- går i pantvärdet i förekommande fall till att avse belopp gällande vid ingången av basåret, dvs. 1.1.1966 för olika kommuner i landet. Motsvarande ändringar företogs med läges— och standardtillägget. Vidare rensades sane- ringstillägget bort ur pantvärdena. Nämnda rensningar av pantvärdena betingades av att såväl schablonbeloppen för mark- och exploa- tering som tilläggsbeloppen för grundläggning och grovplanering inte räknas i fasta priser.

För att erhålla mot de tre olika tillämpa- de byggnadsprisbegreppen svarande pant- värden har pantvärdeberäkningen uppde- lats i tre komponenter nämligen en för hus- byggnaden, en för grunden och en för mar- ken.

Som nämnts beaktar icke pantvärdet alla de variabler som enligt tidigare diskussion synes böra beaktas vid indexberäkningarna. Utöver pantvärdevariablema har därför i beräkningarna enligt pantvärde-, överkost-

' Givetvis är även PV- och ÖK-modellemai statistisk-teknisk mening multipla regressions- modeller.

Tabell 5.9 Bortfall av observationer och fördelningen härav inom olika variabelgrupper vm beräkningar enligt kvalitetselementmetoden.

Bortfall

1966

Variabel

Geografisk belägenhet

Område I 30 » II 26 » III 1 1 » IV 7 » V 6

Projeklbelågenhet Exploateringsornråde 3 8 Saneringsområde 42

Byggherrekategari

Enskild 24 Kooperativ 46 Allmän, kommunal 10

Projektstorlek 999 lgh och mindre 73 1 000 lgh och större 7

Grundläggningssätt Pålning 7 Plattor 15 Plintar 4 Grundmur 16 Plintar och grundmur — Annan kombination 38

Antal observationer

1967

Antal observationer

47 14 6 18 6

64 27

16 22 53

37 54

1 I % av i variabelgruppen ingående observationer.

nads- och kvalitetselementmodellerna även följande klassningsvariabler beaktats, näm- ligen

geografisk belägenhet projektbelägenhet byggherrekategori

projektstorlek och vissa variabler för grundläggningssätt (se nedan).

Såsom nämnts tidigare har för att di- rekta jämförelser skall kunna göras mellan de nya modellerna och den tidigare pröva- de multipla regressionsmodellen förnyade, på vissa punkter modifierade beräkningar gjorts enligt den sistnämnda modellen.

Beräkningarna enligt modellerna MR:15—17 såväl som PV:1—3, ÖK:1—3 och KE:1—6 base- rades på det korrigerade undersökningsmate-

rialet (se avsnitt 5.3.4). Även i variabelurvalet vidtogs vissa förändringar i jämförelse med de tidigare redovisade regressionsberäkningarna. Skälen härtill var följande. Erfarenheten från de tidigare beräkningarna visade att antalet variabler avseende mark- och grundläggnings- förhållandena var onödigt stort. Eftersom det också kunde konstateras att det förelåg en stark samvariation mellan de två variabelgrup- perna såtillvida att för ett visst markslag ut- fördes grundläggningen på ett bestämt sätt uteslöts markvariablerna ur beräkningarna. Vi- dare begränsades antalet grundläggningsva- riabler till pålning, plattor, plintar, grundmur samt två kombinationsvariabler för de fall två grundläggningssätt registrerats. Den ena av des- sa utgjordes av kombinationen plintar och grundmur, medan den andra »annan kombina- tion» fick omfatta alla övriga förekommande kombinationer. En bidragande anledning till denna senare begränsning var, att härigenom en begränsning erhölls av antalet celler vid den korsklassificering som måste vidtagas i sam- band med beräkningarna med kvalitetselement-

Tabell 5.10 Determinationskoeli'icienten (R”) för vissa prövade modellerl.

Funk- tions- form

Beräk- Primär- nings- material enhet

Beteck- ning

MULTIPLA REGRESSIONSMODELLER MR: 15 r vy 1

Förklarande variabler

I—V, VI: l——6,

Determinations— koefficienten (R”) Byggnads- pris

Signi- fikans- restrik-

1966 1967

h+g+m 0,82 0,81

23—28”, 35—38

MR:16 r vy MR: 17 r vy

PANTVÄRDEMODELLER PV: 1 r vy 1

som MR: 15 som MR: 15 h

V: 6——7, VI:

0,80 0,76

0,80 0,79

h+g

h+g+m 0,81 0,77

1—6, 23—28”, 35—38, VII 3

PV: 2 vy som PV: ] men T O

h+g 0,78 0,74

VII: 2 i st f VII: 3

PV: 3 vy

som PV: 1 men T 0 h

0,74 0,73

VII: l ist f VII: 3

ÖVERKOSTNADSMODELLER OK: 1 r pv ]

_. vn: 3 OK: 2 r pv ]

som PV: 1 exkl. T 0 som OK: 1 T 0

h+g+m 0,47a o,52=

h + g 0,463 0,493

exkl. VII: 3

OK: 3 r pv ] som ÖK: 1 T 0 h

0,453 0,473

exkl. VII: 3

1 För närmare beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5. Variablema VI: 24, 25 och 28 sammanfördes till en grupp. Dessa koefficienter är inbördes jämförbara men ej jämförbara med de övriga.

modellen. Utöver ovanstående förändringar ut- gick även variablerna avseende hustyp och plats- bygge. Motivet för detta var att starka samband förekom med bl. a. variablerna omkrets och yta i översta bjälklag.

5.5.3 Beräkningar enligt kvalitetselement- modellen

I den prövade kvalitetselementmodellen korsklassificerades materialet på basis av de olika i föregående avsnitt särskilt upp- räknade variabler vilka beaktades vid sidan om pantvärdet. För variabeln projektstorlek gjordes en uppdelning på två klaSser, varvid antalet lägenheter i projekt större än 1000 lägenheter fick utgöra en klass och antalet i projekt mindre än 1 000 lägenheter den andra.

För varje cell i det korsklassificerade ma- terialet framräknades överkostnaden såsom kvoten mellan summorna av byggnadspriser- na respektive de modifierade pantvärdena för alla observationer i cellen. Indextal be- räknades genom sammanvägning av de för

varje cell beräknade kvoterna mellan över- kostnadskoefficienterna vid jämförelse- resp bastidpunkten. Som vägningstal användes alternativt summan av byggnadspriserna in- om varje cell (modellerna KE: 1—3) och antalet hus (modellerna KE: Air—6). Korsklassificeringen av materialet gav teoretiskt upphov till 360 celler för vilka överkostnadskoefficienter skulle beräknas. Antalet observationer uppgick här liksom vid regressionsanalysen till 1 105 st 1966 och 1 061 st 1967. Vissa celler var givetvis tom- ma båda åren. Vidare gick en del av ma- terialet förlorat vid indexberäkningarna då ett antal celler saknade observationer anting- en 1966 eller 1967, varför någon jämförel- se mellan överkostnadskoefficienterna de båda åren inte kunde göras. I tabell 5.9 re- dovisas det härav föranledda bortfallet av observationer de bägge jämförelseåren och dettas fördelning inom olika variabelgrup- per. De utförda beräkningarna är baserade enbart på celler vilka innehöll observatio— ner båda åren. Något försök till korrige-

Tabell 5.1] Indextal för 1967 och medelfel för vissa modellerl.

För- kla- rande vari- abler

Pri- mär- mate- rial

Signi- fikans- restrik- tion

Be- teck- ning

Beräk— F unk- nings- tions- enhet form

Bygg- nads- pris

Indextal (1966 = 100)

försk j utningseffekter

ej beaktade (medelfel) beaktadezn I lP IL "

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

MULTIPLA REGRESSIONSMODELLER MR: r vy ] se ta- T 0 15 bell 5.4 MR: r vy ] se ta- 16 bell 5.4 MR: r vy 1 se ta- 17 bell 5.4

TO TO

PANTVÄRDEMODELLER ]

PV: 1 r vy se ta- T 0 bell 5.4 se ta- bell 5.4 se ta-

bell 5.4

PV:2 r vy TO

PV:3 r vy TO

ÖVERKOSTNADSMODELLER OK: 1 r pv ] se ta- bell 5.4 se ta- bell 5.4 se ta- bell 5.4

TO

ÖK:2r pv 1 To

ÖK:3r pv ] TO

KVALITETSELEMENTMODELLER4 KE: 1 r

KE: 2 r KE: KE: KE: KE: h

h+g+m h+g h h+g+m h+g

101,7 (0,35) 101,5 (0,35) lOl,4

101,8 (0,33) 101,5 (0,34) 101,5

lOl,4 (0,35) 100,? (0,36) 101,l

101,4(0,33) 101,2 (0,33) 101,0

101,2 (0,33) 100,9 (0,33) 100,8

100,6 (0,35) 100,2 (0,35) 100,2

101,0 (0,32) 101,3 (0,32) lOO,7

101,2 (0,32) 101,0 (0,31) 100,8

100,6 (0,33) 100,2 (0,33) 100,2

100,7 100,5 99,8 100,7 100,3 99,2

101,5 101,3 100,5 101,5 101,1

99,7

101,2 l01,2

1 För närmare beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5. 2 Medelfelsberäkningar har ej utförts för de modeller där förskjutningseffekter beaktats. För kvalitetselementmodellerna har inga medelfelsberäkningar utförts. 3 För de i kol. 10 och 11 redovisade beräkningarna, vid vilka förskjutningseffekterna beaktas, redogörs i avsnitt 5.6.1. * Modellerna KE: 1—3 har summa byggnadspriser som vikter, modellerna KE: 4—6 antalet hus.

ring med hänsyn till bortfallet har inte gjorts.

Resultaten av indexberäkningarna på grundval av kvalitetselementmodellen redo- visas i tabell 5 .11.

5.5.4 Beräkningar enligt pantvärde- och överkostnadsmodellerna

I tabell 5.10 lämnas en redovisning av determinationskoefficientema (RE) för de ut- förda regressionsberäkningama enligt pant— värdemodellen och överkostnadsmodellen

och de därmed jämförbara beräkningarna enligt den multipla regressionsmodellen.

En jämförelse mellan resultaten för den multipla regressionsmodellen och för pant- värdemodellen ger vid handen, att R2-värdet genomgående var något lägre för pantvärde- modellen. Skillnaden var helt obetydlig för 1966 men något större för 1967.

Då överkostnadsmodellen har en annan beroende variabel än de övriga, kan dess RZ-Värde ej jämföras med de andras.

När det gäller regressionskoefficienterna för de kompletterande variablerna förelåg

skillnader mellan den multipla regressions- modellen och pantvärdemodellen respektive överkostnadsmodellen på många av de punkter där en sådan jämförelse kan göras (se bilaga 5, tabell 6—8). Det bör emellertid framhållas att koefficienterna är helt jämför- bara endast för modellerna med ett bygg- nadspris avseende enbart husbyggnaden, dvs. för modellerna MR: 17, PV: 3 och ÖK: 3.

5.5.5 Beräkning av totalindextal utan beaktande av förskjutningseffekter

I tabell 5.11 redovisas totalindexar för de i föregående avsnitt redovisade beräkning- arna samt för den i avsnitt 5.5.3 behand- lade kvalitetselementmodellen. De i kol. 8 och 9 redovisade beräkningarna avser total- indextal utan beaktande av förskjutningsef- fekter. Medelfelsberäkningar har även ut- förts för de indextal som bygger på regres- sionsmetod, däremot ej för de indextal som härrör från kvalitetselementmodellen.

Vid en jämförelse av indextalen enligt de olika beräkningsmetoderna finner man, att indextalen enligt den multipla regressions— modellen ligger något över motsvarande re- sultat från pantvärde- och överkostnadsmo- dellerna vilka inbördes skiljer sig endast obe- tydligt från varandra. För dessa tre model- ler gäller också med något enstaka undantag att L-index är något ehuru obetydligt högre än P-index. För kvalitetselementmodellen däremot är L-index lägre än P-index och ligger också påtagligt lägre än L-index en— ligt de andra modellerna. P-index ligger däremot på ungefär samma nivå i alla mo- dellerna.

Av de genomförda i tabell 5.11 redovi- sade medelfelsberäkningarna framgår att det inte föreligger någon nämnvärd skill- nad mellan medelfelen i de indexberäkning- ar som baserats på den multipla regressions- modellen, pantvärdemodellen och överkost- nadsmodellen. Från precisionssynpunkt är dessa modeller således likvärdiga. Det bör framhållas att medelfelet är beroende av storleken på det urval av projekt (i huvud- sak hälften av ett årsmaterial) på vilket kom-

mittén baserat sina beräkningar. För index- beräkningar baserade på ett totalmaterial blir medelfelet därför lägre än som framgår av kommitténs beräkningar. Särskilt påtag— lig blir denna precisionsförbättring för del- indexarna.

En analys av erfarenheterna från de olika försöksberäkningar som utnyttjat pantvär— det som kvalitetsindikator ger vid handen, att de modeller som bygger på regressions- metod är överlägsna kvalitetselementmodel- len. Den korsklassificering av materialet som den sistnämnda modellen förutsätter med- för, visar det sig, ett icke obetydligt bort- fall av observationer. Denna olägenhet be- gränsar allvarligt möjligheterna att utnyttja kvalitetselementmodellen.

5.6 Beräkning av förskjutningseffekter, delindexar och nivåindexar

5.6.1 Beräkning av totalindextal med beaktande av förskjutningseffekter

5.6.l.1 Inledning

Den utförda behovsanalysen har visat att för index med skilda användningsområden kan erfordras i princip olika behandling av s.k. förskjutningseffekter hänförliga till vis- sa variabler. I de hittills, i avsnitten 5.3- 5.5, redovisade indextalen har effekten på priserna av alla sådana förskjutningar som kan ske beträffande olika i beräkningarna ingående variabler genomgående elimine- rats. Detta motsvarar - med den utnyttjade variabeluppsättningen — kraven på en pro- ducentorienterad index. Indexberäkningar- na har emellertid också utförts med en byggherreorienterad utformning, där endast effekten av vissa av dessa förskjutningar eli- minerats, medan effekten av andra tillåtits slå igenom. Principerna för och resultaten av dessa beräkningar redovisas i de följan- de avsnitten.

5.6.1.2 Beräkningsprinciper

I nedanstående exempel illustreras hur för- skjutningseffekter i princip kan beaktas vid beräkning av indextal med utgångspunkt

Antag att byggnadspriset (YO) för ett bo- stadshus vid en viss tidpunkt (0) kan ut- tryckas som en linjär funktion av en varia- bel XO som alltid betraktas som en kvali- tetsvariabel och en variabel ZO för vilken förskjutningseffekterna i vissa fall skall slå igenom och i andra fall elimineras ur pris- index. Sambandet kan tecknas

Yo = a, + b,, X,, + c,, Z,, (5.24)

För en annan tidpunkt t förutsätts mot- svarande samband gälla, nämligen Y,=a,+b,X,+c,Z, (5.25) Antag först att Z är av sådan beskaffen- het att, såsom förutsatts i de tidigare be- räkningarna, effekten av förändringar i den- na icke skall slå igenom i prisindex (t. ex. förskjutningar i byggandet från exploate— rings- till saneringsområde). I så fall blir uttrycket för L-index

a,+b,Å—'o+c, Z, _ - 100 (5.26) ao+boX0+ coZ0

och för P-index

L [m=

a,+b,A_',+c,é _100 a0+boX,+ COZ,

I dessa fall behandlas således X— och Z- variablerna på precis samma sätt.

Antag nu i stället att indexen skall an- vändas för sådana ändamål att förändring- ar i Z (t.ex. en förskjutning i byggandet från mindre till större projekt) mellan tid- punkterna 0 och 1 skall påverka prisindexen, dvs. skall föranleda att en prisförändring registreras.

En L -index kan i detta fall tecknas

IOP, = (5.27)

a, + b, X'D + qi, —_:- 100 (5.28) a0+b0 Xo+c0Z0

och en motsvarande P-index kan skrivas

L O::

P IO): — afo+b0 X, +c0Z0

Den förändring av variabeln Z som in- träffat mellan bas— och jämförelseperioden kommer som synes att helt slå igenom i ut- trycken (5.28) och (5.29).

Förutsättningen för att beräkningar en- ligt formel (5.28) eller (5.29) skall motsva- ra det avsedda resultatet är givetvis att re— gressionskoefficienterna en och c, är vänte- värderiktiga och att de har en tillräcklig precision. Defekter i nämnda hänseenden kan uppstå på grund av interkorrelationer.

Ovanstående uttryck låter sig lätt gene- raliseras till flera variabler, där effekten av förändringar i vissa av dessa skall slå ige- nom och effekten av förändringar i andra icke skall slå igenom i prisindexen.

5.6.1.3 Beräkningsresultat

I de två sista kolumnerna i tabell 5.11 redo- visas totalindextal,l där vissa förskjutningar i bostadsbyggandet och därav uppkomman- de genomsnittliga kostnadsförändringar har tillåtits slå igenom som prisförändringar i indextalen. De förskjutningar som fått slå igenom är förskjutningar med hänseende till bostadsbyggandets fördelning på byggher- rekategori, hustyp, projektstorlek, markför- hållanden och grundläggningssätt. Däremot har förändringar hänförliga till förskjut- ningar i övriga klassningsvariabler t. ex. för geografisk belägenhet och exploaterings—sa- neringsområde inte tillåtits slå igenom i prisindextalen. De indextal som på detta sätt erhållits motsvarar vad som i det föregåen- de kallats en byggherreorienterad index, dvs. de slag av index som efterfrågas t. ex. för tidskoefficienten och paritetstalet. För vissa ändamål, t.ex. vissa slag av produktivitets- analys, krävs en producentorienterad index. Vid beräkning av denna bör inte heller ef- fekterna av förskjutningar i fördelningen på byggherrekategori, hustyp, projektstorlek, markförhållanden och grundläggningssätt slå igenom. Detta motsvarar, som nämnts, de ti- digare redovisade indextalen (kol. 8 och 9 i tabell 5.11).

Den sålunda genomförda justeringen av indextalen för vissa förskjutningseffekter Vi- sar sig i det aktuella fallet praktiskt taget

1 Vid beräkning av byggnadsprisindex för paritetstalen företas korrigering med faktorpris- index för effekten av indexreglering. Denna korrigering har ej genomförts för här redovisade tal.

inte alls påverka P-indextalen medan den kom att genomgående sänka L-indextalen (utom för kvalitetselementmodellen). I de justerade indextalen föreligger därigenom praktiskt taget ingen skillnad mellan P- och L-index.

5.6.2 Beräkning av delindextal 5.621 Bcräkningsprinciper

Vid användning av regressionsmodeller kan olika förfaranden tillämpas för beräkning av delindextal. Två metoder skall här berö- ras.

Den första metoden (metod 1) innebär att separata regressionsberäkningar och på re- sultaten härav baserade indexberäkningar utförs för var och en av de delpopulationer för vilka delindexar skall beräknas, t.ex. varje geografiskt område. Denna metod är i första hand lämplig i de fall att byggnads- verksamheten är av så väsentligt olika ka- raktär i de olika delpopulationerna att sam- ma typ av regressionsmodell eller samma ur- val av förklarande variabler inte kan använ— das. eller då det kan antas att regressions- koefficienterna för motsvarande variabler är påtagligt olika. Detta har förutsatts gälla de två grupperna flerfamiljshus och småhus, som därför behandlats fristående från var- andra.

En uppdelning av detta slag har emeller— tid den nackdelen att delpopulationerna kan bli relativt små. Det antal observationer som beräkningarna grundas på blir begränsat och resultaten därigenom osäkra. Det skulle där- för vara fördelaktigt om även beräkningar— na av delindextal kunde baseras på hela materialet. För att detta skall vara möj- ligt erfordras emellertid att skillnaden i byggnadspris mellan delpopulationerna kan uttryckas på något förhållandevis enkelt sätt med hjälp av ett fåtal parametrar. Den andra metoden (metod 2) utgår från att så är fallet. Den bygger på den i föregående avsnitt använda modellen, nämligen att byggnadspriset (Y) för ett bostadshus vid en viss tidpunkt (0) kan uttryckas som en lin- jär funktion av dels en kvalitetsvariabel

(Xo), dels en variabel (Zo), som nu får sym- bolisera en indelning i de grupper för vilka delindextal skall beräknas. Sambandet kan tecknas som ekvation (5.24) i avsnitt 5.6.1. För en annan tidpunkt (t) förutsätts på mot- svarande sätt ett samband enligt ekvation (5.25) i samma avsnitt gälla. Modellen byg- ger alltså på den förutsättningen att bygg— nadspriserna för två likadana hus som hör till olika delpopulationer endast skiljer sig åt med ett fast belopp, oberoende av hur hu- sen i övrigt är beskaffade, Detta belopp kan dock variera över tiden.

De priser som sålunda för olika tidpunk- ter kan beräknas för en viss delpopulation kan nu jämföras med hjälp av vikter mot- svarande ett genomsnittshus antingen i hela riket eller i den aktuella delpopulationen. Den förstnämnda metoden skall här kallas 2a och den senare 2b.

Om Z symboliserar en indelning av bygg— nadsobjekten i två delindexgrupper, där ob- servationer som faller i den ena gruppen erhåller värdet 1 och de som faller i den andra värdet 0, kan vid användning av me- tod 2a en L-index för den förstnämnda delindexgruppen beräknas ur

IL_a,+b,X'0+c,-1

Ol*——'_—_'100 a0+b0Xo+co-l

(5.30)

och motsvarande för den senare delindex- gruppen ur

L a,+b,X'o+c,-0

10, = ——_—- 100 (5.31) a0+boXo+co-0 Motsvarande P-indexar blir då + b Ä; _ 1 g, = ___—”' ' _' + ”' . 100 (5.32) ao+boX,+co-1 och + b 5? + -0 [är =L'_c'_ . 100 (5.33)

a0+b0)7,+c0-0

Om Z i stället är en kontinuerlig variabel, blir L- och P-indexarna för värdet Z,,

A—'+ Z L al+bt_0 Cr )) _100 ao+b0Xu+c0Zp

o, (5-34)

Tabell 5.12 Fördelning av materialet på olika delpopulationer.

Delindexgrupp 1966 1967

Geografisk belägenhet område I 203 207 » II 86 72 » III ] 60 1 71 » IV 394 382 » V 262 229 Projektbelägenhet exploateringsområde 885 853 saneringsområde 220 208 Byggherrekategori enskild 18 8 21 l kooperativ 313 290 allmännyttig 604 560

Hela landet 1 105 1 061

och

a, + bj, + c,Zp

P 10: = a() + bOX, + COZP

-100 (5.35)

Dessa indexar, enligt metod 2a, visar hur mycket priserna vid lika standard föränd- rats från en tidpunkt till en annan under förutsättning att jämförelseobjektet är ett genomsnittshus för hela landet.

Beräkningarna enligt metod 2b blir helt analoga med det nyss diskuterade fallet med den skillnaden att genomsnittsvärden från de aktuella delindexgrupperna skall använ- das i stället för genomsnittet för hela lan- det. Vi erhåller t.ex. i stället för ekvatio- nerna (5.30) och (5.31) ekvationerna (5.36) resp (5.37):

a+bfl+ -l : [_0' C: _100 a0+b0Xo+c0-l

10; = (5.36)

a,+b,få'+c,-O

_?400 (5.37) a0+b0Xo + CO'O

0t=

där 3”; anger det genomsnittliga värdet för kvalitetsvariabeln i den första delindex- gruppen och ;73' motsvarande värde i den andra. Vid denna indexberäkning utnyttjas således medelvärdena för kvalitetsvariabler- na i ifrågavarande delindexgrupper, medan värderingen (koefficienterna) avser genom- snitt för hela landet under bas— resp. jäm- förelseperioden.

Vid användning av pantvärde- eller över- kostnadsmodellen kan i princip samma me- toder användas som vid den multipla re— gressionsmodellen. Eftersom relationen mel— lan koefficientema för flertalet kvalitets- egenskaper här är fixerade är det troligt att resultaten enligt de olika metoderna i detta fall kommer att skilja sig åt mindre än vid den multipla regressionsmodellen.

5.6.2.2 Test av alternativa beräknings- metoder

Liksom vid de tidigare omnämnda försöks- beräkningarna har utnyttjats uppgifter från de ansökningshandlingar som låg till grund för preliminärt beslut om bostadslån 1966 och 1967 avseende flerfamiljshus. Det byggnadspris som använts är totalpriset, allt- så priset för byggnad, grund och mark. Be- räkningar av koefficienter (priser) har ut- förts för den multipla regressionsmodellen, pantvärdemodellen och överkostnadsmodel- len på grundval av dels ett på olika delpopu- lationer uppdelat material (metod 1), dels totalmaterialet (metod 2). Delindextal har därefter beräknats enligt alla de tre ovan angivna metoderna (1, 2a och 2b) för olika geografiska områden, för exploaterings- och saneringsområden samt för olika byggherre- kategorier. Observationsmaterialets fördel- ning på delpopulationer enligt de olika in- delningsgrunderna framgår av tabell 5.12. Separata regressionsberäkningar har för bå— da åren utförts för fem olika geografiska områden, för exploaterings- resp. sanerings- områden samt för tre olika byggherrekate— gorier. För var och en av dessa har de tre modellerna multipel regression, pantvärdes— modell och överkostnadsmodell använts. Sammanlagt uppgår sålunda antalet regres- sionsuttryck till 60. I tabell 5.13 redovisas determinationskoefficienten (R?) för de oli- ka modellerna tillsammans med motsvaran— de koefficienter för beräkningarna på total- materialet. Som tidigare nämnts är deter— minationskoefficienterna för överkostnads- modellen inte jämförbara med determina- tionskoefficientema för de båda andra mo- dellerna.

grupper. Tabell 5.13 Determinationskoelficienten (RZ) vid separata beräkningar för olika delindex-

1966

1967

Modelllz MR: 15 PV: 1 ÖK: l2 MR: 15 PV: 1 ÖK: 12

Delindexgrupp Geografisk belägenhet område I 0,87 0,81 0,40 0,92 0,83 0,45' » II 0,96 0,87 0,45 0,99 0,90 0,46 » III 0,81 0,70 0,22 0,83 0.69 0,24 » IV 0,74 0,67 0,14 0,79 0,70 0,30 » V 0,86 0,78 0,27 0,82 0,72 0,25 Projektbelägenhet exploateringsområde 0,81 0,80 0,43 0,83 0,78 0,46 saneringsområde 0,88 0,84 0,39 0,90 0,86 0,62 Byggherrekategori enskild 0,90 0,89 0,58 0,88 0,87 0,53 kooperativ 0,89 0,84 0,61 0,91 0,80 0,51 allmännyttig 0,78 0,76 0,31 0,79 0,74 0,40 Hela landet 0,82 0,81 0,47 0,81 0,77 0,52

1 För mera ingående beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5. 2 Rz-värdena för denna modell ej jämförbara med de två övriga.

Den väsentliga jämförelse man kan göra i tabellen är mellan beräkningarna på varje delindexgrupp för sig (metod ]) och be— räkningarna på totalmaterialet (metod 2). Om determinationskoefficientema för del- beräkningarna skulle ligga avsevärt högre än för totalmaterialet, vore detta ett tec— ken på att metoderna skulle kunna ge vä- sentligt olika resultat vid indexberäkning- arna. Så tycks dock av denna jämförelse att döma icke vara fallet.

För ett par av de geografiska områdena förefaller determinationskoefficienten att vara mycket låg, varför de använda model- lerna tydligen inte varit helt adekvata för dessa områden. Genomgående är determi— nationskoefficienten lägst för område IV (Mellansverige utom storstadslänen) och högst för område 11 (Göteborgs och Bohus län).

Förutsättningarna för att den i avsnitt 5.6.2.1 beskrivna metod 2 skall kunna an- vändas är att koefficienterna för alla kva- litetsvariabler är ungefär desamma i alla delgrupper. Skillnaderna mellan delgrup- pema skall helt och hållet kunna hänföras till en olikhet i den konstanta termen i re-

gressionsekvationerna, vilket tar sig uttryck i koefficienten för variabeln Z. Det är nu möjligt att testa hypotesen att koefficienter- na för kvalitetsvariablema är desamma i de olika delgrupperna som i totalmaterialet. Kommittén har utfört ett sådant test.

Innebörden av nyssnämnda test kan beskri- vas på följande sätt. Antag att vi har tillgång till en oändlig population av byggnadsobjekt, representerande hela landet, vilka kunde tänkas bli byggda under en viss tidsperiod. Ur denna population drar vi ett sannolikhetsurval som likaledes representerar hela landet. Vi utför så regressionsberäkningar på grundval av dels hela urvalet, dels uppdelningar av detta repre- senterande de olika delpopulationerna. Om ko- efficienterna för kvalitetsvariablema är desam- ma inom alla delpopulationerna är de givetvis desamma också i totalpopulationen. Väntevär- det av residualkvadratsumman i regressionsbe- räkningen på totalmaterialet kommer då att överensstämma med summan av väntevärdena på residualkvadratsummorna i regressionsbe— räkningarna för det uppdelade materialet. Om koefficienterna i olika delgrupper är olika kom— mer däremot den senare summan att vara mindre än residualkvadratsumman för total- materialet. En jämförelse mellan dessa båda kan alltså ange om likhet föreligger eller inte. Testet utförs som ett s.k. F-test, där F—värdet blir större ju mer olika delgrupperna är (se bilaga 5, avsnitt 3).

Tabell 5.14 Delindextal och medelfel för dessa (inom parentes) beräknade enligt olika metoder.

Priser: Delindexgruppen Hela landet Hela landet Vikter: Delindexgruppen Hela landet Delindexgruppen Metod: Metod 1 Metod 2 a Metod 2 b

Modell:1 MR:15 MR:15 PV:1 . MR:15 PV:1 Indextyp: 1L 1'” IF 1L IP 1L Ip rL IP 1L 1P IL ip I'- IP

Delindexgrupp Geografisk belägenhet

område I 106,9 107,4 103,7 103,7 103,4 103,5 104,9 104,7 104,7 104,5 103,7 103,9 105,1 105,3 104,2 103,5 104,2 103,4 (0,83) (1,03) (0,73) (0,69) (0,73) (0,70) (0,68) (0,64) (0,64) (0,56) (0,61) (0,56) (0,76) (0.81) (0,73) (0,72) (0.73) (0.73) » II 101,8 99,7 101,3 102,6 101,0 101,5 100,5 100,5 101,5 101,3 100,5 lOO,7 100,2 99,7 100,2 100,2 100,4 100,1 (1,76) (2,61) (1,23) (1,10) (1,35) (1,19) (0,95) (0,86) (0,99) (0.82) (0,90) (0,81) (1,02) (1,02) (1,03) (1,06) (1.15) (1,15) » III 103,8 101,5 104,3 102,7 104,3 103,0 101,7 101,5 102,3 102,1 102,4 102,5 102,1 103,5 103,0 103,1 103,0 103,7 (1,14) (1.14) (1,13) (0,97) (1,04) (0,95) (0,70) (0.71) (0,66) (0,81) (0,63) (0,63) (0,84) (0,84) (0,83) (0,84) (0.78) (0.79) » IV 99,5 98,8 99,7 99,0 99,7 99,1 100,0 98,8 99,5 99,2 99,2 99,4 99,3 99,1 99.1 99,2 99,3 99,3 (0,56) (0,51) (0,56) (0,53) (0,53) (0,51) (0,49) (0,48) (0,49) (0,44) (0,46) (0,43) (0,57) (0,56) (0,57) (0,56) (0,54) (0,53) » V 101,9 102,3 102,1 102,1 102,3 102,1 101,8 101,6 lOO,7 100,5 100,8 101,0 102,5 102,9 101,7 lOl,4 102,0 101,8 (0,78) (0,63) (0.65) (0,65) (0,64) (0,64) (0,66) (0.63) (0,65) (0,55) (0,62) (0,54) (0,77) (0,78) (0,75) (0,76) (0,7l)(0,71)

Projektbelägenhet exploateringsområde101,7 102,3 102,0 101,9 101,7 101,9 102,2 102,0 101,0 101,7 101,6 101,8 101,9 102,7 102,0 101,8 101,7 102,0 (0,39) (0,34) (0,33) (0,34) (0,33) (0,34) (0,37) (0,38) (0,36) (0,36) (0.35) (0,35) (0,39) (0,40) (0.38) (0,38) (0,36) (0,36) saneringsområde 104,6 98,6 102,9 102,6 102,8 102,6 99,7 99,5 99,4 99,3 98,9 99,1 100,9 99,0 100,7 99,3 100,3 99,3

(1,52) (1,88) (0,90) (1,54) (0,86) (1,54) (0,63) (0,61) (0,62) (0,53) (0,59) (0,52) (0,72) (0,69) (0,70) (0,68) (0,68) (0,69) Byggherrekategori

enskild 102,9 102,1 102,9 102,9 102,8 102,9 102,1 101,9 102,4 102,2 102,0 102,1 102,8 103,0 102,7 102,4 102,8 102,5 (0,87) (0,84) (0,69) (0,69) (0,66) (0,67) (0,62) (0,62) (0,62) (0,59) (0,59) (0,58) (0,71) (0,73) (0,71) (0,72) (0,70) (0,71) kooperativ 101,3 103,4 102,6 103,0 102,5 103,1 103,1 102,9 102,7 102,6 102,4 102,5 103,1 103,6 103,2 103,1 103,2 103,0 (0,62) (0,65) (0,62) (0,62) (0,63) (0,61) (0,54) (0,53) (0,54) (0,48) (0,52) (0,47) (0,67) (0,68) (0,65) (0,64) (0,54) (0,62) allmännyttig 100,8 100,2 100,3 100,1 100,3 100,] 100,8 100,6 100,] 100,1 100,2 100,2 100,5 100,5 99,9 99,8 100,2 100,0 (0,49) (0,49) (0,47) (0,47) (0,46) (0,46) (0,43) (0,41) (0,42) (0,38) (0,40) (0,37) (0,47) (0,47) (0,46) (0,46) (0,44) (0,44)

1 För mera ingående beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5.

Testresultaten visar (på 1 % risknivå) att man för alla de prövade indelningarna för båda de undersökta åren och för alla de tre modellerna måste förkasta hypotesen att regressionskoefficienterna för kvalitetsvari- ablerna är lika i alla undergrupper. Huru— vida detta innebär att de tre beräkningsme- toderna kommer att ge olika indextal är emellertid inte helt klart. Om förhållandet mellan olika koefficienter är stabilt mellan olika tidsperioder kan indextalen ändå kom- ma att bli ungefär lika. De beräkningar som redovisas i nästa avsnitt har därför utförts enligt alla de tre angivna metoderna.

5.623 Delindexberäkningar

I tabell 5.14 redovisas resultaten av de ut- förda beräkningarna av indextal dels en- ligt metod 1, där en särskild regressionsbe- räkning gjorts för varje delindexgrupp, dels enligt metod 2, där endast en beräkning ut- förts på totalmaterialet och delindexgrup- perna således särskilts med klassningsvari— abler. I beräkningarna enligt metod 1 och 2b har som jämförelseobjekt (dvs. som un- derlag för vikterna) vid bestämning av li- ka standard utnyttjats de genomsnittliga va- riabelvärdena inom varje delpopulation för sig, medan för 2a genomsnitten avser hela urvalet av bostadshus, dvs. hela landet. De medelfel som anges i tabellen är, när det gäller metod 2a och 2b beräknade under förutsättning att koefficienterna för kvali- tetsvariablema är desamma i alla delin- dexgrupper —— en förutsättning som ju för- kastades av testet i föregående avsnitt. De har trots detta medtagits för att ange den precisionsvinst som skulle erhållas om detta antagande hade kunnat accepteras.

En jämförelse mellan de indextal som be- räknats på det uppdelade materialet och dem som beräknats på totalmaterialet kan nu ge en uppfattning om var de skillnader ligger som testet i föregående avsnitt peka- de på. För att underlätta jämförelsen har i tab. 5.15 angivits skillnaderna mellan index- talen beräknade enligt olika metoder. Jäm— för först resultaten från metoderna 1 och 2b, vilka använder samma vikter. När det

gäller den geografiska uppdelningen noteras en stor skillnad i indextalen beräknade en- ligt multipel regressionsmodell för område I, dvs. Stockholm. Skillnaden är så stor att den knappast synes ha kunnat uppkomma slumpmässigt bara på grund av den större osäkerheten i beräkningarna på det upp- delade materialet, som ju är baserade på be- tydligt färre observationer än totalberäk- ningarna. Orsaken synes vara att prisstruktu- ren i Stockholm på ett väsentligt sätt avvi— ker från den genomsnittliga prisstrukturen i landet. Detta kommer inte till uttryck när man beräknar priserna på hela landets ma- terial och bara låter Stockholm skilja sig från övriga genom en additiv konstant. Skill- naden kommer heller inte fram i pantvärdes- och överkostnadsmodellerna där ju pris- strukturen är låst.

I område II (Göteborgs Och Bohus län) uppträder stora skillnader mellan de olika beräkningarna med metod 1. De är emeller- tid baserade på ett mycket litet material, vilket tar sig uttryck i stora medelfel för in- dextalen. Genom att indexberäkningarna i framtiden föreslås beräknade på alla till- gängliga observationer och inte som prov- beräkningama på ett urval kommer den- na osäkerhet att minska. I område III (Norr- land) har alla L-indexar blivit väsentligt högre i metod l än i metod 2b. Här har tydligen någon väsentlig förändring ägt rum mellan de båda åren som jämförelsen om- fattar.

Vid uppdelningen på exploaterings- och saneringsområden uppträder stora skillna- der för de senare, så att metod I nästan ge— nomgående uppvisar väsentligt högre index- tal än metod 2b. Medelfelen är stora, vilket antyder att olikheterna mellan enskilda byggnadsobjekt inom denna grupp är bety- dande. Skillnaderna synes dock vara så sto— ra att de inte enbart kan förklaras med slumpmässiga inflytanden. Även här tycks sålunda kostnaderna för vissa delposter skil- ja sig mellan exploaterings— och sanerings- områden, så att ett fast tillägg inte är till- räckligt för att förklara prisskillnaden dem emellan. Möjligen kan det föreligga ett sam— band mellan de speciella värderingarna i

Metod: Metod 1 metod 2 b Metod 2 a — metod 2 b Modell 1 MR: 15 PV: 1 ÖK: 1 MR: 15 PV: l ÖK: l Indextyp: IL 1P 1L IP IL IP 1L IF F- IP IL IP Delindexgrupp Geografisk belägenhet områdeI +l,8 +2,1 —0,5 +0,2 8 +0,l —0,2 —0,6 +0,5 +l,0 —0,5 —0,5 » II +l,6 —— +l,1 +2,4 + 6 +l,4 +0,3 +0,8 +1,3 +l,1 +0,1 +0,6 » III +1,7 —2,0 +1,3 —0,4 + 3 —0,7 —0.4 —2,0 —0,7 —1,0 —0,6 —1,2 » IV +0,2 —0,3 +0.6 —0,2 + 4 ———0,2 +0,7 ——0,3 +0,4 —— —0,1+0,l » V —0,6 —0,6 +0,4 +0,7 + 3 +0,3 —0,7 —1,3 —1,0 —0,9 —1,2—08 Projektbelägenhet exploaterings— område —0,2 —-0,4 — +0,l — —0,l +0,3 —0,7 —l,0 —O,1 —0,1 —0,2 saneringsområde+3,7 —-0,4 +2,2 +3,3 +2,5 +3,3 ——l,2 +0,5 —l,3 — —1,4—-0,2 Byggherrekategori enskild +0,l —0,9 +0,2 +0,5 +0,4 —0,7 ——1,1 ——0,3 ——0,2 —-0.8 —0,4 kooperativ —1,8 —0,2 —O,6 —0,1 —0,7 +0,l —0.7 —0,5 —0.5 —0,8 ——0,5 allmännyttig +0,3 ——0,3 +0,4 +0,3 +0,1 +0,1 +0,3 +0,1 +0,2 +0,3 —— +0,2 1 För mera ingående beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5.

Stockholm och i byggnadsobjekt i sanerings- områden.

Genomgående visar de indextal som be- räknats på basis av metod 2 en större över— ensstämmelse, såväl mellan L- och P-index- ar som mellan indexarna beräknade enligt olika modeller. De är alltså inte så känsliga för olika vägningar.

Det är också av intresse att jämföra de indextal som beräknats med metoderna 2a och 2b. En sådan jämförelse visar huruvida en olikartad sammansättning av bostadspro- duktionen inom exempelvis olika geografis- ka områden eller inom olika byggherrekate- gorier har betydelse för indexberäkningar- na. I tabell 5.15 visas därför också skillna- derna mellan indextal beräknade enligt me- tod 2a och metod 2b. Dessa skillnader, som alltså helt beror på olika vägningstal, upp— går i flera fall till 1 indexenhet eller mer. Detta illustrerar den osäkerhet som finns i indexberäkningarna på grund av en viss vag- het i frågeställningen, och har alltså inget med statistisk osäkerhet att göra.

Resultaten av de genomförda beräkning- arna av delindextal kan sammanfattas så: Det test som utförts av kommittén för att utröna om sambandet mellan byggnadspri- set och de förklarande variablerna är det- samma i totalmaterialet som i de olika del-

indexgrupper, har gett vid handen att signi- fikanta olikheter föreligger. Av intresse är då att undersöka om dessa olikheter medför att indextal beräknade från regressionsbe- räkningar inom varje grupp för sig avviker från dem som beräknats med hjälp av en regressionsberäkning på totalmaterialet. Provberäkningama visar att så faktiskt är fallet för några delindexgrupper. Det synes därför inte vara lämpligt att utföra delindex- beräkningama med hjälp av regressionsana- lysen för hela landet. Beräkningarna bör göras på varje delindexgrupp för sig, trots den lägre precision som detta innebär i jämförelse med det fall då regressionskoeffi- cienterna kunde förutsättas vara lika.

5.6.3 Beräkning av nivåindextal 5.6.3.1 Beräkningsprinciper

Nivåindexar är indextal som uttrycker den vid en tidpunkt (eller genomsnittligt för en period) rådande relationen mellan prisläget i två populationer. Den då det gäller bygg- nadspriser vanligaste typen av nivåindex är ortsindex, dvs. index som avser nivårelatio- nerna mellan priserna i olika geografiska områden. Möjlighet och intresse föreligger emellertid även för mätning av prisrelatio-

nerna mellan på annat sätt än genom geo— grafisk belägenhet åtskilda delpopulationer av hus. Det kan därvid exempelvis gälla att belysa skillnader i byggnadspriser för olika byggherrekategorier, byggnadssätt eller hus— typer.

Om man genom nivåindexar samtidigt vill jämföra prisläget inom flera delpopula- tioner än två, bör för alla de olika delpopu- lationerna indexberäkningen avse prisrela- tionen i förhållande till en gemensam po- pulation som användes som jämförelsepunkt. Såsom sådan kan t. ex. antingen totalpopu- lationen eller någon av delpopulationerna väljas.

Olika metoder för beräkning av nivåin- dex med utnyttjande av regressionsmetoden kan förekomma. Här skall skiljas på två huvudmetoder.

Den första metoden — metod I — bygger på samma princip som används vid beräk- ning av tidsindex av P- och L-typ. Den skall här exemplifieras med ett förenklat fall.

Anta] att byggnadspriset (Y) är en linjär funktion av en kvalitetsvariabel (X). För basområdet (0) respektive jämförelseområ- det (s) gäller då

Y0=ao+boXu Ä=a+hÄ

(5.38) (5.39)

Nivåindex (N) för området s i relation till basområdet kan då alternativt definie- ras enligt något av uttrycken

L_as+bsX0

Os — - 100 (5.40)

ao +boÅ_'0

P__as+bsÅ7$

-100 (5.41)

0: a0+b0Xs Uttrycken ovan har betecknats med L respektive P, då de i formen överensstäm- mer med motsvarande uttryck för tidsin- dexar av L- respektive P-typ. Beräkningar enligt dessa två uttryck skall nedan om- nämnas som metod l a respektive 1 b. Indexarna i uttrycken (5.40) och (5.41) kan på samma sätt som motsvarande tids- indexar beräknas utifrån regressionsberäk—

ningar utförda med utgångspunkt i uttryc- ken (5.38) och (5.39).

Den andra metoden — metod 2 grundar sig på den i det föregående (avsnitt 5.6.2.1) berörda tekniken med klassningsvariabler och ett enda regressionsuttryck baserat på en beräkning utförd för hela landet. För vart och ett av de områden som skall åt— skiljas införes en klassningsvariabel. Hur detta sker framgår av följande exempel. Utöver de i metod l använda variablerna Y och X införes klassningsvariabeln Z som antar värdet 1 i indexområdet s och vär- det 0 i övriga vid indelningen i fråga för indexberäkning aktuella delområden. Det förutsättes att följande samband gäller för hela landet.

Y= a + bX+ 02 (5.42)

Med utgångspunkt i detta uttryck kan en nivåindex för delområdet s definieras enligt något av uttrycken

SL_a+bÄ'0+c-l

Os '” —- '100 a+bX0+c-0

(5.43) SP: a+b/_Ys+c-l 03 a + b Z + c - 0 Beräkningar enligt dessa uttryck skall ne- dan omnämnas som metod 2 a respektive 2 b. Uttrycken (5.43) och (5.44) motsvarar till sin konstruktion i princip den tidsindex som i det föregående (se avsnitt 5.3.5)1 kal- lats T-index och betecknats IT.

Alternativen (5.40) och (5.43) innebär att prisjämförelsen utförs med utgångspunkt i ett Viktsystem motsvarande ett genomsnitts- hus för hela landet. I alternativen (5.41) och (5.44) baseras vägningstalen för ett visst nivåindextal på de karakteristika som ge- nomsnittshuset i den berörda delgruppen be- sitter.

. 100 (5.44)

5.6.3.2 Beräkningsresultat

Kommittén har genomfört försöksberäkning- ar enligt alla de fyra angivna alternativen, dvs. metoderna l a, lb, 2 a och 2 b ge-

1 De i tabell 5.6 presenterade beräkningsre- sultaten för T-index hänför sig till en beräkning motsvarande uttrycket (5.43) ovan och skulle med det ovan tillämpade beteckningssättet skri- ves [T!-.

Tabell 5.16 Redovisning av nivåindextal beräknade enligt olika metoder avseende 1966 och 1967.

Metod: 1 a 1 b

Vikter: Hela landet

Delindexområ- det

2a 2b

Delindexområ- det

Hela landet

Modelllz

1 966 Geograhsk belägenhet

områdeI (Stockholmsomr.)107,8 110,6 110,5 112,8 109,9 110,2 112,7 110,0 110,2 112,5 110,2 110,2 106,8 110,3 115,8 107,4 107,1 115,6 106,9 107,0 99,3 102,2 102,4 104,4 104,5 102,3 104,2 104,3 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 lO0,0 93,3 96,2 96,0

» II (Göteborgsomr.) 116,5 107,1 III (Norrland) IV (Mellansverige) V (Södra Sverige) 92,4 95,5 95,2 Byggherrekategori enskild kooperativ

allmännyttig

102,5 lOO,7

1 967 Geagrahsk belägenhet

område I (Stockholmsomr.)121,0 115,9 115,0 118,6 115,9 115,5 118,3 116,2 115,2 118,4 115,9 115,4

» II (Göteborgsomr.) 116,5 107,7 105,4 115,8 109,0 108,4 116,6 110,0 108,4 115,9 109,0 108,4 99,9 104,0 107,5 107,6 104,2 107,5 107,8 104,1 107,5 107,7 lO0,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 97,5 97,0 95,0 97,5 97,6 » III (Norrland) » lV (Mellansverige) » V (Södra Sverige)

95,9 99,2

95,1 97,8 98,2

Byggherrekategori enskild kooperativ allmännyttig

106,4 114,9 96,5 lOl,l 100,4 102,2 93,1

101,8 101,6 lOO,7 102,7 102,0 101,8 102,8 99,8 101,7

95,0

104,2 102,4 101,8 104,1

MR: PV: ÖK: MR: PV: ÖK: MR: PV: ÖK: MR: PV: ÖK: 15 l 1 15

Indextyp: NL NL NL NP

1 1 15 1 1 1 1 1 Np Np NL NL NL NP NP NP

96,0 96,0 93,4 96,4 96,1

99,5 99,5 101,6

95,4 97,8 95,1

103,6 101,9 103,3 104,0 103,9 103,4 104,2 104,2 103,7 104,0 104,0 103,6 101,9 101,7 103,9 101,9 101,7 104,0 101,9 101,7 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 lO0,0 100,0 100,0 100,0

1 För närmare beskrivning av de olika modellerna se tabell 5.4 och bilaga 5.

neraliserade till flera förklarande variabler och med utnyttjande av den multipla regressionsmodellen såväl som pantvärde- och överkostnadsmodellerna. Resultaten re- dovisas i tabell 5.16 för dels en gruppering på de fem geografiska regioner som även i övrigt utnyttjats i kommitténs försöksbe- räkningar, dels den likaledes i det föregåen— de använda uppdelningen på tre byggherre- kategorier. Beräkningarna har baserats på det totala byggnadspriset (modellerna MR 15, PV 1, ÖK 1) och utförts för åren 1966 och 1967.

Som basområde i beräkningshänseende — varmed avses område 0 i uttrycken ovan — har valts hela landet. Som formell pre- sentationsbas för de i tabell 5.16 redovi— sade indexarna har däremot utnyttjats pris- nivån i geografiskt område IV (Mellan- sverige) respektive allmännyttiga företag,

vad avser byggherrekategori. Indextalen i tabellen anger således relationen i prisnivån mellan ifrågavarande delpopulationer och den formella baspopulationen.

Ett studium av indextalen i tabell 5.16 ger vid handen att nivåindexberäkningarna enligt de olika metoderna (la, lb, 2a och 2b) och enligt de olika modellerna (MR-, PV- och ÖK-modellerna) visserligen visar ett i grova drag likartat resultat, men att det på vissa punkter föreligger icke obetyd— liga avvikelser dem emellan. Framför allt kan konstateras vissa avvikelser mellan be— räkningar baserade på å ena sidan MR- modellen och å andra sidan PV— och ÖK- modellerna, medan de två senare skiljer sig från varandra förhållandevis obetydligt. Särskilt kan konstateras att MR-modellen för alla metoderna och båda åren ger på- tagligt högre siffror än de andra två mo-

102,1 101,8 102,7 102,0 101,8 99,5 99,5 101,7 99,5 99,5 100,0 100,0 100,0 100,0 lO0,0 100,0 lO0,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0

ortskoefficienter. Tabell 5.17 Jämförelse mellan av kommittén beräknade nivåindextal och bostadsstyrelsens

Beräkningar baserade på

Modell 1 b

1966 1967

Bostadsstyrelsens ortskoefficienter

1966 1967 (1970)a

Område I 110,0 115,9 108,9 109,0 111 » II 112,6 113,1 106,0 105,6 108 » III 105,6 106,3 106,2 106,9 106 » IV 100,0 100,0 100,0 100,0 100 » V 95,5 96,2 96,5 96,5 97

a Se förklaring i den följande texten.

dellerna för område II (Göteborgsområdet). Detsamma gäller för område I (Stockholms- området) 1967. Skillnader mellan metoder- na — vid given modell — kan framför allt konstateras för PV— och ÖK-modellerna i område III (Norrland). Någon mera ingå- ende analys av orsaken till de observerade skillnaderna har inte gjorts.

Det kan ha sitt intresse att jämföra resul- taten av nivåindexberäkningarna för de geo- grafiska områdena med bostadsstyrelsens ortskoefficienter. Full jämförbarhet förelig— ger dock inte mellan de i tabell 5.16 redo- visade beräkningarna och ortskoefficienter- na. De förra avser nämligen totalpriset, me- dan de senare är avsedda att tillämpas på vad som närmast motsvarar byggnadspri- set för husbyggnaden enbart. För jämförel- ses skull har de i tabell 5.16 redovisade re- sultaten enligt modell lb1 approximativt omräknats till att motsvara byggnadspriset för husbyggnaden enbart. Då det gäller det andra ledet i jämförelsen bostadsstyrel- sens ortskoefficienter har en sammanväg- ning skett inom länsregionerna av de un- der 1966 och 1967 gällande koefficienter- na för varje kommun. Som vägningstal har utnyttjats det antal lägenheter som i de olika kommunerna erhållit preliminärt beslut om bostadslån under nämnda år. Indextal för de fem geografiska områdena har sedan be- räknats genom att de genomsnittliga orts- koefficienterna för respektive område satts i relation till genomsnittskoefficienten i om- råde IV. Dessa beräkningar redovisas i ta- bell 5.17.

En jämförelse ger vid handen att det före- ligger väsentliga skillnader mellan resulta- ten baserade på modell 1 b och på bostads- styrelsens ortskoefficienter framför allt för område II bägge åren och för område I för 1967, där indextal enligt kommitténs försöksberäkningar är betydligt högre än motsvarande ortskoefficienter. Det kan dock här nämnas att bostadsstyrelsen med verkan från 1.1.1970 genomfört vissa justeringar av ortskoefficienterna främst avseende Stockholms- och Göteborgsområdena (om- råde I respektive II), för vilka skett en höj-' ning, samt för Norrbottens län (område III), där en sänkning vidtagits. Resultaten av en beräkning med utgångspunkt i de så- lunda justerade ortskoefficienterna redovi- sas i den sista kolumnen i tablån ovan.

Som nämnts är beräkningen enligt me- tod 2 utformad på i princip samma sätt som beräkningen av en T-index. Kommit- tén har ansett T-index vara mindre lämplig (än en L- eller en P-index) beroende på de risker för missvisning som kan uppstå om det föreligger korrelation mellan tids- variabeln och någon annan förklarande va- riabel som beaktas otillräckligt eller ej alls ingår i regressionsberäkningarna. Motsva- rande risker kan föreligga även då det gäl- ler nivåindexberäkningarna. Kommittén an— ser därför att metod 2 inte bör väljas. Valet bör stå mellan beräkningar enligt endera av metoderna 1 a eller 1 b. Denna fråga be- handlas ytterligare i kapitel 6.

1 Den modell som kommittén av skäl som redovisas i avsnitt 6.6.1 förordar.

5.7 Beräkning av byggnadsindex enligt komponentmetoden

5.7.1 Den västtyska komponentmetoden

I Västtyskland har man, enligt vad som re- dogjorts för i det föregående (avsnitt 5.2.3. 2.), sedan 1958 utfört byggnadsindexberäk- ningar efter en metod som går ut på att följa prisutvecklingen för vissa specificerade kostnadskomponenter som prissättes särskilt i samband med anbudsgivningen. Exempel på sådana kostnadskomponenter är pris per m3 att gräva grund i medelsvåra markför- hållanden, pris per m2 murning med tegel till väggar, pris per m2 murning med lätt- betong, pris per m2 gjutning med armerad betong till innerväggar, pris per st isättning av enkelt fönster, pris per m2 målning av putsade och spacklade ytor etc. I publikatio- nen >>Verdingungsordnung fiir Bauleistun- gen» (VOB) finns arbets— och materialanvis- ningar för olika byggnadsarbeten (jämför med svenska AMA, se nedan) samt defini- tioner och uppmätningsregler för arbeten in- gående i kostnadskomponenter av detta slag.

Med den västtyska metoden för byggnads- indexberäkningar torde man i princip kunna konstruera byggnadsprisindex såväl som byggnadskostnadsindex. Avgörande härvid blir i vad mån de insamlade priserna för kostnadskomponenterna är påverkade av produktivitetsutvecklingen och av producen— ternas vinstandel.

Ett problem är att vid sammanvägningen av de för de olika kostnadskomponenterna beräknade delindexarna till en totalindex för t. ex. flerfamiljshus få med hela den in- träffade produktivitetsutvecklingen. Anting- en sammanvägningen sker efter vikter som gäller för bastillfällets hustyper eller för jäm- förelseperiodens, torde man komma att bort- se från en viss del av produktivitetsutveck- lingen. T. ex. kan rationellare hustyper med tiden komma att byggas, vilka kan ha en an- nan viktsammansättning av kostnadskompo- nenter än de ursprungliga husen. Använder man i stället löpande vikter vid sammanväg— ningen och konstruerar en index genom kedjning från år till år så torde man inte heller utan vidare kunna fånga in hela pro-

duktivitetsutvecklingen, utan endast komma att byta standardnivå.

Man måste, för att få med hela produkti- vitetsutvecklingen vid indexberäkningarna, avgöra till vilken del kostnadskomponenter- nas relativa viktförändringar enbart beror på tekniska förändringar utan kvalitetsinne- börd för konsumenten och till vilken del viktförändringarna avspeglar kvalitets- förändringar. Detta problem har Frischl be— handlat genom att införa begreppen indiffe- renta ändringar och preferenta ändringar, varvid han med indifferenta förändringar menar sådana som enbart leder till mindre åtgång av produktionsfaktorer, medan pre- ferenta förändringar helt eller delvis ut- gör standardförändringar för konsumenten (nyttjaren) och/eller husägaren. Dessa pre- ferenta förändringar måste följaktligen eli- mineras i indexberäkningarna. Detta kan tänkas ske genom att man utför funktions- studier av hus och kostnadskomponenter för att korrigera urval och viktsammansätt- ning av de kostnadskomponenter som från tidpunkt till tidpunkt medtages vid index- beräkningarna.

I Sverige är ett klassificerings— och redo— visningssystem under utveckling, som i fram- tiden kan tänkas medföra att indexberäk- ningar enligt denna metod blir praktiskt ge- nomförbara. Kommittén redogör i det föl- jande för detta system.

5.7.2 Byggandets Samordning AB, AMA och BDC

För att få till stånd en systemmässig sam— ordning inom hela byggnadsbranschen i Sve- rige har man inom branschen under de se- naste åren byggt upp ett företag Byggandets samordning AB (BSAB) med dotterbolagen Byggandets AMA AB (AMA) och Byggan- dets datacentral AB (BDC). BSAB:s ägar- organisationer2 betraktar BSAB som det för

1 Se avsnitt 5.2.2.l BSAB har f. n. följande ägare:

Byggherreföreningen Byggnadsstyrelsen Elektriska installatörsorganisationen (EIO) Hyresgästernas sparkasse- och byggnadsför- eningars riksförbund (HSB) Rörledningsfirmornas riksorganisation (RR)

forts. på nästa sida

byggnadsbranschen representativa organ som har ansvaret för samordning av bl. a. systemfrågor inom branschen.

BSAB:s ändamål är att samordna ägar- organisationernas verksamhet i fråga om:

»Att utveckla grundläggande systematik, de- finitioner och koder som genom allmän använd- ning av de parter som deltar i planering, pro- duktion och förvaltning av bebyggelse, ger den samordning i fråga om redovisningsteknik i vid bemärkelse, vilken är angelägen för att åstad- komma en rationellare byggprocess. Den ge- mensamma grundläggande systematiken skall i första hand avse

— en uppdelning av projektet för enhetlig re- dovisning i byggnadsprogram, ritningar, be- skrivningar, mängdbeskrivningar, mängdför- teckningar. kalkyler och statistik

— kodifiering av krav på objekt, produkter, delprodukter och varor med anknytning till funktion, kvalitet och arbetsutföranden

identifiering av produkter och varor enhetliga regler för uppmätning av mäng— der

Att utveckla och tillhandahålla ADB-pro- gram för överföring av information mellan byggherrar, projektörer och producenter.

Att sprida tillämpningen av den gemensam— ma systematiken och användningen av ADB- programmen.»

AMA är en förkortning för Allmän Ma- terial- och Arbetsbeskrivning och har i olika former funnits sedan 30-talet och har ef- ter hand blivit ett begrepp. AMA utger pu- blikationerna Bygg-AMA, El—AMA, VVS— AMA och VA-AMA1 som kan sägas vara systematiska sammanställningar av i bygg— nadsbeskrivningar vanligen förekommande tekniska texter. BDC utvecklar och admi-

farts. fr. föreg. sida Svenska arkitekters riksförbund (SAR) Svenska byggnadsentreprenörföreningen (SBEF) Svenska kommunförbundet Svenska konsulterande ingenjörers förening (SKIF) Svenska konsulterande VVS-ingenjörers förening (SKVS) Svenska landstingsförbundet Svenska mekanförbundet Svenska riksbyggen Svenska våg- och vattenbyggares riksförbund (SVR) Sveriges allmännyttiga bostadsföretag (SABO) Sveriges praktiserande arkitekter (SPA) VVS-tekniska föreningen

nistrerar dataprogram för framställning av mängdförteckningar och mängdbeskrivning- ar med utgångspunkt i BSAB:s systematik och AMA-texterna den s.k. BDC-meto- den.

5.7.3 Enheterna i mängdbeskrivningarna enligt BSAB-systemet och BDC-metoden

De enheter som förtecknas, beskrives och uppmätes i mängdförteckningar eller mängd- beskrivningar av byggnader enligt BDC- metoden motsvarar i princip de kostnads- komponenter som används vid de västtyska byggnadsindexberäkningarna. Exempel på sådana enheter är »Murning med murtegel, 1 1/2—stensmur, till puts 2 sidor, tolerans- klass 3», uppmätningsenhet m2. En sådan enhet är dock mer preciserad än motsvaran- de våsttyska kostnadskomponent. De i en mängdbeskrivning förekommande olika svenska uppmätningsenheterna kan emeller- tid lätt omräknas till större enheter vilkas medelpriser uträknas.

Anledningen till att man kan önska sig ha en mindre preciserad kostnadskomponent än de uppmätningsenheter som förekommer i de svenska mängdförteckningarna och mängdbeskrivningarna är att man med en sådan kan tänkas få mer påverkan på de från tidpunkt till tidpunkt uppgivna priserna av eventuell inträffad produktivitetsutveck- ling.

På likartat sätt för att få med mer av pro- duktivitetsutvecklingen i kostnadskompo- nenternas priser genom att använda sam- mansatta kostnadskomponenter, kan man välja hela byggnadsdelar, t. ex. en komplett yttervägg, en komplett innervägg etc., som kostnadskomponenter. BBC:s mängdbe- skrivningar har hittills varit sorterade på grupper av byggnadsdelar. De förekomman- de uppmätningsenheterna, som kan sägas ut- göra delprodukter av byggnadsdelar såsom t. ex. för en murad vägg dess stomme (själva murverket), dess isolering och dess ytskikt, är sålunda ej sorterade efter specifika bygg-

1 I nästa utgåva av AMA-publikationerna pla- nerar man indela dessai Hus-AMA, Mark-AMA, El-AMA och VVS-AMA.

nadsdelar, utan enbart grupperade så att delprodukter som förekommer inom grup— pen ytterväggar förtecknas för sig och del- produkter som förekommer inom gruppen innerväggar förtecknas för sig osv. På så vis får man ingen särskiljning mellan eventuella förekommande olika typer av ytterväggar respektive av olika förekommande typer av innerväggar etc. inom det objekt som mängd- beskrivningen avser.

Inom BSAB/AMA/BDC pågår utveck- ling av en grundläggande branschgemen- sam systematik som f.n. avser byggnads- delar, delprodukter och byggnadsvaror det s.k. System 701. Denna utveckling kan bl. a. komma att medföra att mängdbeskriv- ningar för vissa ändamål i framtiden indelas ej enbart efter byggnadsdelsgrupp utan även efter specifika byggnadsdelar, så att med andra ord de till en viss specifik byggnads- del hörande delprodukterna förtecknas till- sammans. I samband härmed kan man tän— ka sig att mäta upp såväl byggnadsdelens mängd som de förekommande delproduk- ternas mängder, vilka ibland men ej alltid har samma uppmätningsenheter och mått som själva byggnadsdelen. Delprodukterna beror nämligen av den för byggnadsdelen valda konstruktionen. Man strävar även ef- ter att kunna ange byggnadsdelen ej enbart genom den tekniska konstruktionen utan även genom egenskaper. Sådana egenskaper är t. ex. i vad mån en innervägg är bärande, i vad mån den är brandhärdig, i vad mån den är ljudisolerande, etc,

Väljer man kostnadskomponenter för byggnadsindexberäkningar enligt det väst- tyska förfarandet, så får man primärt en- bart med effekten av den produktivitetsut— veckling som grundar sig på förändringar i arbetsmetod och materialåtgång för respek- tive kostnadskomponent. Väljer man kost- nadskomponenter som utgörs av specifika byggnadsdelar med given teknisk konstruk- tion, så får man även med effekten av den produktivitetsutveckling som grundar sig på förändringar i kombinationen av olika bygg— nadsarbeten, t.ex. kan åtgången av isole- ringsarbeten tänkas minska genom införan- de av ett nytt stommaterial som är lättare att

fästa isolering vid. Väljer man slutligen kost- nadskomponenter som utgörs av byggnads— delar vilka ej preciserats till sin tekniska kon- struktion utan enbart till sina egenskaper, får man även med effekten av den produktivi- tetsutveckling som grundar sig på för- ändringar i byggnadsdelarnas konstruktion. Så kan t. ex. nya konstruktioner eller mate- rial komma till användning som fyller sam- ma egenskapskrav som angivits för bygg- nadsdelen i fråga, men som medför att nya rationella produktionsmetoder kan införas.

Produktivitetsutveckling sker också på grund av förändringar i administrationen av ett byggnadsobjekt, t.ex. i planeringen av byggnadsarbetena, i byggnadsplatsens pro— duktionsuppläggning, etc. Denna produkti- vitetsutveckling berör i stor utsträckning de s.k. indirekta producentkostnaderna (ma- skiner, hjälparbeten, platsadministration, etc.) och kommer följaktligen att påverka indexberäkningarna enbart i den mån dessa kostnader på ett relevant eller i varje fall normerat sätt fördelats över kostnadskom— ponenternas »direkta» arbets- och material- kostnader för varje objekt från vilket pris- uppgifter över kostnadskomponenter inhäm- tas. Det torde härvid sakna betydelse om man använder kostnadskomponenter enligt det västtyska förfarandet, eller om man an- vänder byggnadsdelar som kostnadskompo- nenter.

Man bör som tidigare nämnts vid beräk— ning av byggnadsprisindex med kostnads- komponentmetoden, för att kunna ta riktig hänsyn till inträffad produktivitetsutveck- ling, vid sammanvägningen till totalindex eliminera de preferenta förändringarna från de indifferenta eller med andra ord renodla produktivitetsgrundande förändringar från inträffade kvalitetsförändringar. Det kan även av denna anledning vara att föredraga att använda byggnadsdelar i synnerhet egenskapsbestämda sådana som kostnads- komponenter vid indexberäkningarna när man syftar till en byggnadsprisindex. De preferenta förändringarnas andel i inträffa- de viktförändringar torde nämligen vara lät-

1 Den senaste utvecklingen av System 70 benäm- nes sedan februari 1971 "BSAB-systemet”.

tare att analysera för byggnadsdelar än för kostnadskomponenter av den västtyska ty- pen.

Givetvis påverkas förekommande bygg- nadsdelar av preferenta förändringar även på så vis, att en viss byggnadsdel med en gi- ven teknisk lösning så småningom faller ur bruk när den ej längre uppfyller konsumen- ternas krav. För det fall att man använder sig av egenskapsbestämda byggnadsdelar som kostnadskomponenter inträffar självfal- let samma fenomen, men i detta fall torde det inträffa mera sällan och vara betydligt lättare att vid ett inträffat utbyte av en viss kostnadskomponent genom egenskapsbe— stämningen analysera kvalitetsolikheterna emellan de aktuella kostnadskomponenterna och företaga lämplig anpassning vid index— beräkningarna.

Emellertid torde det sannolikt dröja rela- tivt lång tid tills ett system för egenskaps— bestämning av byggnadsdelar blivit fullstän- digt utvecklat, varför en stor del av fördelar- na med att använda byggnadsdelar som kostnadskomponenter tills vidare är enbart teoretiska. Då det även är relativt osäkert om de kommande mängdbeskrivningarna i någon större utsträckning kommer att upp- ställas efter specifika byggnadsdelar torde alternativet att använda byggnadsdelar som kostnadskomponenter tills vidare ej vara praktiskt genomförbart.

5.7.4 Beräkning av byggnadsindex med hjälp av BSAB-systemet och BDC-metoden

Vid en eventuell beräkning av byggnads- index utifrån mängdförteckningar eller mängdbeskrivningar framställda med hjälp av BSAB-systemet och BDC—metoden torde man, som framgår av föregående avsnitt, under den närmaste framtiden vara tvungen att använda sig av delprodukter av bygg- nadsdelar som kostnadskomponenter. Del- produkterna motsvarar närmast nuvarande något varierande uppmätningsenheter men kommer att mer entydigt beskrivas och sy- stematiskt förtecknas i nästa utgåva av AMA-publikationerna. I detta sammanhang

bör påpekas att man inom BSAB/AMA/ BDC även för närvarande utvecklar förslag till uppmätningsregler för delprodukter, som längre fram kommer att utges, eventuellt i anslutning till AMA-publikationerna.

Det är möjligt att utifrån de sålunda »nor- merade» delprodukterna konstruera kompo— nenter i överensstämmelse med det västtys- ka förfarandet, dvs. mer sammansatta kom- ponenter, för vilka prisuppgifter inklude- rande åtgång av arbetskraft, material och kapitaltjänster framtagas genom prisinsam— ling i särskild ordning från ett större antal producenter i samband med deras anbuds- givning. Som tidigare nämnts får man här- vid göra vissa sammanslagningar av de rela- tivt preciserade uppmätningsenheterna i mängdbeskrivningarna, vilket emellertid icke torde utgöra något större problem. Denna sammanslagning kan tänkas ske till del- produktgrupperna enligt BSAB-systemet, se tabell 5.18.

Genom att basera byggnadsindexberäk- ningarna på kostnadskomponenter enligt det västtyska förfarandet, genom att t.ex. ut- nyttja mängdförteckningar eller mängdbe- skrivningar över delprodukter av byggnads- delar, vinner man att man med ett relativt begränsat antal kostnadskomponenter kan beräkna index för de olika kategorier av husbyggnader som förekommer. De flesta kostnadskomponenterna med tillhörande delprodukter förekommer nämligen i de flesta kategorier av husbyggnader, även om de givetvis ingår med olika vikt för olika huskategorier. Några få delproduktkatego- rier kan sägas vara specifika för vissa kate- gorier av husbyggnader och bör givetvis även de beaktas vid indexberäkningarna. Detta förhållande gör att man i likhet med det västtyska förfarandet torde kunna be- gränsa sig till att följa enbart några hund- ra delprodukter som kostnadskomponenter trots att flera tusen förekommer.

Kostnadskomponenterna bör väljas med stor omsorg så att de utgöres av frekvent använda delprodukter som samtidigt är re- presentativa för en i något avseende defi- nierbar och lämplig grupp av byggnadsar- beten eller byggnadsdelar. Man kan alterna-

Tabell 5.18 Utdrag ur förslag till indelning av delprodukttabell enligt BSAB-systemet (Pl-ta- bellen)

MARKKONSTRUKTIO- E NER _ FYLLNING, GRUNDFQRSTARK- NING, DRANERING

TIONER BETONGKONSTRUK- F M URVERKSKONSTRUK- TIONER

EO Fyllning för byggnad, El hårdgjord yta m. rn. EZ Tätning, avjämning E3 Fyllning för ledning E4 Skydd av ledning m. m. Grundförstärkning ES

Formar Armering

Isoleringslager E6 Avvattning, dränering Övrigt E7 ES E9 Övrigt

LEDNINGSKONSTRUK- M TIONER ELKANALI- SATION, ELLEDNINGAR

M0 M1 Ytskikt av slätplåt Bärande organ. För- M2 Komplettering till ytskikt av plåt Rör. Genomföringar M3 Kompletteringar till ytskikt av papp Kablar M4 Kompletteringar till ytskikt av överläggs-

läggningsmateriel Isolerade ledningar.

Dosor. Förbindningsdon plattor Luftledningar MS Bleck, lister och beslag Åskskydd, överspän- M6 ningsskydd M7

Gjutna konstr. av betong Gjutna konstr. av undergraderad betong Gjutna betongkonstruk- tioner för Strålningsskydd Gjutna konstr. av plastbetongmassa

SKIKTKONSTRUK- TIONER - SLÅTPLÅT

Murverk av kalksandsten Murverk av mursten och murblock av betong Murverk av murblock o. d. av lättbetong Murverk av mursten och murblock av tegel Murverk av eldfast material

Murverk av diverse material Övrigt

KONSTRUKTIONER, INSTALLATIONSKOM- PONENTER VATTEN OCH AVLOPP

Yttre brunnar med tillbehör Brunnar, hus

Tvättställ, bidéer, badkar, klosetter

Rostfritt Diverse för vatten och avlopp Armatur för vatten och avlopp

Övrigt

vrigt M8 Hängrännor, stuprör

M9 Övrigt

tivt — vilket vore att föredraga välja kostnadskomponenterna med hjälp av san- nolikhetsurval, genom att stratifiera före— kommande delprodukter efter deras bety- delse i totalkostnaden för respektive definie— rad kategori av husbyggnadsarbeten. Man bör även sträva efter att i möjligaste mån exkludera delprodukter som har starkt sam— band med preferenta förändringar i byggna- dernas utformning.

Vid urval av kostnadskomponenter skulle man t.ex. kunna utgå från BSAB:s bygg- nadsdelsgrupper, se tabell 5.19. För de olika förekommande byggnadsdelsgrupperna, t. ex. väggar 3 (3), trappor 3 (6), bjälklag 3 (5), väljer man sålunda ut några representa- tiva delproduktgrupper. För varje sådan ut-

vald kostnadskomponent dvs. delprodukt— grupp — beräknas en indexserie genom in- samling i särskild ordning av prisuppgifter för vissa utvalda delprodukter inom gruppen från ett större antal producenter. Med led- ning av dessa prisuppgifter beräknar man ge- nomsnittspriset för respektive delprodukt- grupp. De på så sätt beräknade indexserier- na för de utvalda delproduktgrupperna kan sedan i likhet med det västtyska förfarandet sammanvägas till en totalindex för respek- tive huskategori med hjälp av mängdberäk- ningar för ett antal typhus inom varje hus- kategori.

Alternativt kan man tänka sig att först bilda en indexserie för varje byggnadsdels— grupp, alltså en för väggar, en för bjälklag,

tabellen)

1. MARK

Tabell 5.19 Utdrag ur anläggningsdelstabell (byggnadsdelstabell) enligt BSAB-systemet (P2-

3. HUS

l (0) Komplex 1 (l) Bebyggd mark I (2) Ledningsmark 1 (3) Hårdgjord mark ] (4) Gröngjord mark I (5) Naturmark 1 (6) 1 (7)

1 (8) .

1 (9) Övrigt

5 INSTALLATIONER—VVS, VA

3 (0) Komplex 3 l 3 (2) Bärverk 3 (3) Väggar 3 (4) 3 (5) Bjälklag 3 (6) Trappor

3 (7) Yttertak

3 (8) Huskomplettering 3 (9) Övrigt

6 INSTALLATIONER—EL

50. Komplexa anläggningar

51 52 Vatten— och avloppsanläggningar 53

54 Gas- och tryckluftsanläggningar 55 Kylanläggningar 56 Värmeanläggningar 57 Luftbehandlingsanläggningar 58 Speciella anläggningar 59 Övriga anläggningar

etc., med hjälp av indexserierna för kost- nadskomponenterna som valts inom respek- tive byggnadsdelsgrupp, varvid dessa sam- manvägs till byggnadsdelsgruppens index genom sin relativa förekomst i några utval- da typkonstruktioner inom byggnadsdels- gruppen. När indextalen sålunda beräknats för de olika byggnadsdelsgrupperna kan in- dex för förekommande huskategorier beräk- nas med kännedom om varje byggnadsdels- grupps relativa prisvikt vid bastillfället i ett antal utvalda typhus inom respektive huskategori. En fördel med detta senare alternativ skulle kunna vara att förändring- arna i kostnadskomponenternas (delprodukt- gruppernas) vikter inom de utvalda typkon- struktionerna kan tänkas huvudsakligen ut- göras av indifferenta förändringar medan förändringarna i byggnadsdelsgruppernas sammansättning inom respektive hustyper huvudsakligen åtminstone under kortare tidsperioder på några år torde utgöras av preferenta förändringar.

Man skulle följaktligen sannolikt kunna ta hänsyn till en relativt stor del av den in- träffade produktivitetsutvecklingen genom

60 Komplexa anläggningar 61 62 Ställverks- och omformaranläggningar 63 Anläggningar för belysning, värme och motordrift 64 Teletekniska anläggningar 65 Styranläggningar

66. Åskskyddsanläggningar

67 68 Speciella anläggningar 69

att relativt tätt byta typkonstruktioner för kostnadskomponenternas sammansättning till index för byggnadsdelsgruppema, utan att kedja indextalen, medan man med längre mellanrum skulle byta vikter för byggnads- delsgruppernas sammansättning till total- index för respektive huskategori och därvid företaga kedjning. När byggnadsdelsgrupper- nas vikter byts beaktar man givetvis vid kedjningen den inträffade kvalitetsföränd- ringen, vilket man däremot enligt ovan skulle bortse från vid de tätare förändringar- na av kostnadskomponenternas vikter. Man skulle kunna tänka sig att byta kostnads- komponenternas vikter t.ex. vartannat år, medan vikterna för byggnadsdelsgrupperna kunde bytas t. ex. endast vart sjätte år. Under förutsättning av att produktivitets- utvecklingen i tillräcklig utsträckning kom- mer att påverka indexberäkningarna vid kostnadskomponentmetoden kan denna en- ligt vad som tidigare framhållits utnyttjas vid beräkning av byggnadsprisindex. Man skulle även kunna beräkna byggnadskost- nadsindex med hjälp av denna metod under förutsättning att en rättvisande redovisning

av producenternas vinstandel kan inhämtas i samband med anbudsgivningen eller kon- traktsskrivningen. Vinsten redovisas nu i all- mänhet ej separat utan ingår i de indirekta kostnaderna som i sin tur avses ingå i pri- serna för delprodukterna som, enligt vad som ovan föreslagits skulle noteras vid pris— uppgiftsinsamlingen i samband med index- beräkningarna. Vid beräkning av byggnads- kostnadsindex skulle man följaktligen behö- va exkludera en särskilt uppgiven vinstan- del från de indirekta kostnaderna eller m.a.o. från delprodukternas uppgivna pri— ser.

Det torde emellertid icke vara möjligt att eliminera tillfälliga marknadsmässiga fluk- tuationer i producenternas vinstandel utan att samtidigt följa och analysera prisutveck- lingen, t.ex. genom särskilda indexserier för några grupper av indirekta kostnads— slag, t.ex. maskinkostnader, kostnader för provisoriska anordningar på byggnadsplat— sen etc.

Man skulle då i princip genom jämförelse med faktorsprisindex kunna eliminera till- fälliga förändringar i utvecklingen av priser— na för vissa indirekta kostnadsslag som kan tänkas rymma vinstandelar. Att samla in till- förlitliga prisuppgifter för olika indirekta kostnadsslag torde emellertid i praktiken ej vara genomförbart i dagens läge bl.a. på grund av bristande enhetlighet vid kalkyle- ring och redovisning av olika slag av bygg- nadskostnader. Ej heller kostnadskompo- nentmetoden torde därför tills vidare kun- na ge tillfredsställande möjligheter att kon- struera en byggnadskostnadsindex.

Den skisserade kostnadskomponentme- toden för byggnadsindexberäkningar skulle eventuellt även kunna användas till att kon- struera en faktorprisindexbudget som är konsistent med den enligt metoden beräk- nade byggnadsprisindexen. Man kan tänka sig att de typkonstruktioner som utväljs inom respektive byggnadsdelsgrupp analyse- ras beträffande materialåtgång och arbets— kraftåtgång samt att man även analyserar respektive konstruktioners vikter i de vid bastillfället utvalda typhusen. Med ledning av de sålunda vid bastillfället beräknade vik-

terna för i typhusen utvalda material och arbeten och med kännedom om vikten för förekommande kapitaltjänster kan man be- räkna en faktorprisindex genom att bibehål- la vikterna oförändrade när de enligt ovan utbyts vid beräkningarna av byggnadspris- index. För att hålla den så beräknade fak— torprisindexen å jour med byggnadstekni- kens utveckling bör man dock troligen även byta de utvalda arbetena och materialen samt deras vikter t.ex. vart sjätte år, när byggnadsdelsgruppernas vikter enligt ovan skulle utbytas. Givetvis måste härvid de på olika budgetår beräknade faktorprisindexar- na på lämpligt sätt kedjas till varandra, vil— ket även gäller för byggnadsprisindexen vid dessa tillfällen.

Genom att beräkna faktorprisindexserier för samma byggnadsdelsgrupper som enligt ovan föreslås förekomma vid konstruktion av byggnadsprisindex, skulle man bl. a. även kunna konstruera en entreprenadindex. Vid reglering beräknas entreprenadindex ge- nom sammanvägning av byggnadsdelsgrup- pernas faktorprisindexar efter byggnadsdels— gruppernas vikter enligt anbud för respekti- ve objekt som skall indexregleras. En sådan entreprenadindex skulle bli konsistent med övriga indexar som kan beräknas med kost- nadskomponentmetoden.

Kostnadskomponentmetoden innebär in- samling av prisuppgifter, som i allmänhet torde komma att vara knutna till anbuds— eller kontraktstillfället för aktuella husbygg— nader. Detta medför särskilda problem be- träffande periodanknytningen av beräk- ningsunderlaget i förhållande till den period som indexen avses att användas för. Hur man härvid skall förfara beror av respek— tive index' användningssätt och använd- ningsområde. Kräver t. ex. en indexanvänd- ning att man baserar sig på färdigställande- kostnader, måste en framräkning av prisun- derlaget vidtagas.

Ett särskilt problem utgör även huru— vida man kan få en riktig redovisning av projekteringskostnaderna och övriga allmän- na byggherrekostnader vid anbudstillfället. Dessa kostnader skall ingå i kostnadskom- ponenternas priser i likhet med vad som

gäller för producenternas indirekta kostna- der, för att få ett fullständigt byggnadspris. Frågan har även samband med gränsdrag- ningen mellan vad man avser med en bygg- nads pris och vad som eventuellt ligger utan- för detta. Svensk byggtjänst har utgivit en publikation (SfB publikation nr 4) i sam- arbete med byggnadsstyrelsen, skolöversty— relsen och sjuk- och socialvårdens planc- rings- och rationaliseringsinstitut (Spri) an- gående gränsdragning mellan byggnad, in- redning och utrustning som kan vara väg- ledande i detta sammanhang.

En fördel med BDC—metoden är att man kan använda sig av ADB vid framställning- en av mängdförteckningar och mängdbe- skrivningar. Genom den systematik som BSAB-systemet medför, bl. a. tack vare ut- formningen av kodifieringssystemet för upp— mätningsenheterna, kan man komplettera de på magnetband lagrade mängduppgifter- ha med respektive aktuella prisuppgifter och kontinuerligt lagra sådana uppgifter centralt med samtidigt angivande av karaktäristika för respektive objekt. Detta kan tänkas ske genom att byggherrar och producenter läm- nar de erforderliga uppgifterna till statistiska centralbyrån.

De sålunda på magnetband lagrade pris- uppgifterna kan utnyttjas för att beräkna de genomsnittliga priserna för de kostnads- komponenter som valts att ligga till grund för byggnadsindexberäkningarna. Detta för- faringssätt förutsätter givetvis ett relativt allmänt användande av BSABsystemet och BDC-metoden åtminstone för de katego- rier av hus för vilka man avser att beräkna index. För närvarande är BSAB-systemet och BDC—metoden inte allmänt använda.

Genom den uppslutning, som ägt rum under de senaste åren kring BSAB/AMA/ BDC som ett centralt organ för frågor rö— rande samordning av bl. a. gemensam syste- matik och databehandling inom byggnads- branschen, torde emellertid förutsättningar ha skapats för att i varje fall BSAB-systemet bedömningsvis inom några år skall komma att användas mer allmänt. Den kommande upplagan av AMA—publikationerna, upp— ställd enligt BSAB-systemet, planeras ut-

ges under år 1972. Denna systematik, de nya AMA—publikationerna och de normera- de uppmätningsregler som utarbetats i an- slutning härtill utgör en förutsättning för att bl. a. mängdförteckningar och mängdbe- skrivningar skall utföras enhetligt och vinna mer allmän spridning. Detta är i sin tur nödvändigt för att de olika enheter som kostnadskomponentmetoden baseras på skall kunna anges med tillräcklig precision. Den västtyska komponentmetoden för konstruk- tion av byggnadsindex torde följaktligen ej kunna realiseras i Sverige under de när- maste åren, men väl vara en metod att räk- na med på längre sikt.

En ytterligare svårighet med komponent- metoden för indexberäkningar är att även om enhetlighet kan uppnås beträffande in- delningssystematik, benämningar och upp- mätningsregler för de olika förekommande enheterna som prissätts av producenterna så kan prisuppgifter från olika producenter avseende en viss enhet komma att uppvisa en relativt stor spridning vid ett och samma tillfälle. Detta kan till en del antagas bero på olikheter i kalkylmetoder och främst är det beräkningen, avgränsningen och fördel- ningen av de 5. k. indirekta produktionskost- naderna (maskiner, bodar, platsadministra- tion, etc.) som kan utgöra problem härvidlag.

Till den del som spridningen beror på verkliga prisolikheter är den relevant men till den del den beror på olikheter i kalkyl- metoder ger den upphov till fel vid index- beräkningen enligt komponentmetoden. Det- ta kan sannolikt till stor del undvikas genom att man vid insamlingen av prisuppgifter till indexberäkningarna klart anger vilka kostnadsslag som skall ingå bland producen- ternas s.k. indirekta kostnader. I samband med en eventuell senare utformning av en svensk kostnadskomponentmetod för index- beräkning bör man genom provberäkningar och särskilda studier söka undersöka dels vilka faktorer som inverkar på konstaterad spridning hos prisuppgifterna och dels hur eventuella kvarstående olikheter i kalkyl- metoder i praktiken inverkar på indexberäk- ningarna.

5.8 Frågor i samband med beräkning av faktorprisindexar

5.8.1 Inledning

En faktorprisindex är, enligt den definition som angivits i avsnitt 2.3.2, en index som mäter utvecklingen från en situation till en annan av kostnaderna för att vid oföränd- rad byggnadsteknik utföra ett visst bygg- nads- eller anläggningsprojekt. Det är såle- des en index som mäter prisutvecklingen för de produktionsfaktorer — arbetskraft, råva— ror eller kapitaltjänster som sätts in i byggnadsverksamheten. Endast faktorpris- indexar med karaktär av tidsindex skall här behandlas.

Statistiska centralbyråns nuvarande s.k. byggnadskostnadsindexar för flerfamiljshus och för småhus såväl som entreprenadindex H—63 är faktorprisindexar. I direktiven till byggnadsindexkommittén har med hänsyn till vissa brister i dessa indexar även för- utsatts att en översyn skall ske av metoderna för deras beräkning. Såsom konstaterats i kapitel 3 gäller behovet av översyn och me- todutveckling i första hand beräkningarna av viktsystemet, arbets—kostnaderna och ma— terialpriserna. I det följande behandlas dessa tre problemområden i vart och ett av avsnit- ten 5.8.2—5.8.4. Utredningama avseende viktsystemet (avsnitt 5.8.2) har utförts av kommittén, medan diskussionen i avsnitten 5.8.3 och 5.8.4 angående beräkning av ar- betskostnader och materialpriser bygger del— vis på utredningar vilka enligt överenskom- melse med kommittén har utförts av respek- tive pågår inom statistiska centralbyrån.

5.8.2 Viktsystemet 5.8.2.1 Behovet av utvecklingsarbete

Viktsystemet till centralbyråns byggnads- kostnadsindex för flerfamiljshus av sten hänför sig till hus byggda under senare de- len av 1940-talet, medan viktsystemen för indexarna avseende småhus är baserade på bostadsstyrelsens typhus nr 167 (numera ut- gånget), vilket hänför sig till samma tids- period. Viktsystemen är sålunda starkt för-

åldrade och bör ersättas med mera aktuella. Viss revidering och modernisering av vikt— systemen inom respektive kostnadsslag har visserligen genomförts successivt under se- nare år på grundval av uppgifter inhämtade i samband med utarbetande av budgeten till entreprenadindex H-63. Detta arbete har emellertid icke berört huvudindelningen på kostnadsslag.

I princip borde budgetarna genom konti— nuerliga översyner hållas aktuella vad gäl- ler faktiskt inträffade förändringar i arbets- tekniken samt åtgången av material, arbets— kraft och kapitaltjänster. Det är, som beto- nats i avsnitt 3.2.2, vidare önskvärt att bud- getberäkningarna baseras på ett i statistisk mening representativt underlag. vilket hit- tills icke varit fallet.

5.8.2.2 Population och urval

Viktsystemet till faktorprisindex borde i princip baseras på den slutligt konstaterade kostnaden för under viss period nedlagt ar- bete. I praktiken kan emellertid uppgift om denna kostnad endast erhållas för fär- digställda bostadsprojekt. Som utgångspunkt vid konstruktionen av en urvalsram skulle kunna utnyttjas statistiken över färdigställda bostadshus under ett visst år enligt bostads- byggnadsstatistiken. Denna registrerar emel- lertid färdigställda hus, medan faktiska kost- nadsuppgifter endast kan erhållas för färdig— ställda projekt. Byggnadstiden för dessa kan sträcka sig över flera år. Eftersom för— skjutningar i den relativa betydelsen av oli- ka kostnader inte torde ske särskilt snabbt har det sannolikt inte någon större bety- delse för viktsystemets utformning, om det- ta görs på basis av slutkostnaden för färdig- ställda projekt i stället för för färdigställda hus. Man torde därför vid konstruktion av en urvalsram kunna utnyttja statistiken över färdigställda hus. När det gäller urvalet av bostadsprojekt för konstruktion av Viktsystem måste hänsyn tas till önskemålet att särskilda faktorpris- indexar skall beräknas för flerfamiljshus och gruppbyggda småhus liksom för olika geo- grafiska områden och för olika byggnads-

sätt. En förutsättning för att det skall vara meningsfullt att utarbeta olika Viktsystem för nämnda indexar är givetvis att viktsyste- men skiljer sig så mycket från varandra, att för analysen betydelsefulla skillnader i ut- vecklingen av de olika serierna kan komma att uppstå till följd därav.

Uppdelningar av i föregående stycke nämnda indexar på delindexar avseende oli- ka kostnadsslag eller byggnadsetapper bör även kunna utföras.

Urvalet av bostadsprojekt bör dimensio- neras med hänsyn till behovet av precision i indexberäkningarna. Förutom en bedöm- ning av statistikkonsumenternas krav i detta hänseende erfordras för ändamålet informa- tion om den del av variansen i indextalen som vid givna prisrelationer kan förklaras av variansen i viktsystemet. Denna varians kan i ett aktuellt fall beräknas på följande sätt. Ett stickprov omfattande ett visst antal bostadsprojekt drages från urvalsramen. För varje projekt i stickprovet beräknas ett in- dextal genom sammanvägning av prisindex- tal för enskilda produktionsfaktorer på grundval av kostnadsfördelningen i det en- skilda projektet. För denna uppsättning in- dextal beräknas variansen. Storleken av den— na varians är beroende inte endast av sprid- ningen projekten emellan av kostnadsför- delningen utan även av spridningen i pris- relationema. Kommittén har utfört en prov- beräkning av detta slag (se avsnitt 5.8.2.4).

5 .8.2.3 Konstruktion av Viktsystem

Det enda materialet för vilket kostnadernas sammansättning för närvarande analyseras på ett sådant sätt att det skulle kunna ligga till grund för beräkning av Viktsystem till faktorprisindex är uppgifter från bostads- projekt som undersöks i bostadsstyrelsens revisionsverksamhet. Denna analys baseras på efterkalkyler från vissa bostadsföretag som erhållit statliga lån. Verksamheten har till huvudsyfte att belysa de statliga be- låningsvärdenas förhållande till de verkliga byggnadskostnadema samt deras uppdelning på olika produktionsfaktorer. Endast i en— staka fall tillhandahåller byggnadsföretagen

bostadsstyrelsen detaljerade efterkalkyler ef- tersom sådana för närvarande görs i liten utsträckning. I stället utförs för de utvalda projekten en form av efterkalkyler inom bostadsstyrelsen på grundval av fullständiga verifikationer av kostnaderna. Underlaget utgörs sålunda av fakturor, ackordsmätning- ar, interna debiteringar, uppgifter om uttag av eget material etc. som infordras särskilt för varje undersökningsobjekt. För avstäm— ning infordras även sådana verifikationer från byggnadsföretag som kan förete sär- skild efterkalkyl. På grund av bristfällig re- dovisning från byggnadsföretagens sida är det ofta nödvändigt för bostadsstyrelsen att rekonstruera vissa delar av projektkostna- derna. Detta gäller särskilt allmänna kostna— der och kostnader för underentreprenörer.

De böstadsprojekt som utvalts ligga till grund för bostadsstyrelsens revisionsverk— samhet har, på grund av praktiska omstän- digheter, inte kunnat utväljas slumpmäs- sigt. Enligt & 40 mom C (tidigare & 9) i bo- stadslånekungörelsen (SFS 1967: 552) är lå- nesökanden visserligen förpliktigad att vid anfordran lämna länsbostadsnämnden full- ständig kostnadsredovisning. Uppgiftsplik- ten avser dock. endast byggherren. Detta innebär att bostadsstyrelsen, med stöd av nämnda paragraf, endast kan kräva in full— ständiga verifikationer från s.k. egenregi— byggen, medan övrig undersökningsverk- samhet förutsätter frivillig medverkan från berörda byggnadsföretag.

Arbetet med revisionsverksamheten är mycket arbetskrävande. Bostadsstyrelsen har som en första utredningsetapp i denna verk- samhet granskat ca 50 flerfamiljshusprojekt och ca 25 projekt för gruppbyggda småhus färdigställda under åren 1964—1966. Trots att det framtagna materialet inte härrör från ett sannolikhetsurval av bostadsprojekt har kommittén bedömt det vara av stort intres- se att på grundval av materialet göra dels en viktsberäkning och en därpå grundad re- viderad indexberäkning att jämföra med nu- varande faktorprisindex, dels de variansbe- räkningar för vilka metoder angivits i av- snitt 5.8.2.2. En redogörelse för dessa olika beräkningar lämnas i följande avsnitt.

Tabell 5.20 Vägningstal för faktorprisindex för flerfamiljshus, statistiska centralbyråns nuvarande index och kommitténs beräk- ningar.

Viktsystem

nu- av kom- varande mittén

Huvudgrupper index beräknat

Arbetslöner (exkl. målare och under- entreprenörer) VVS-installatörer Elinstallatörer Målningsentreprenad Övriga under- entreprenörer Betong- och mur- material Trävaror, snickerier, inredningar 95 Jårnvaror 40 Övrigt material till egna arbeten 70 Allmänna och centrala kostnader 130 Byggherrens allmänna kostnader 40

Totalt

5.8.2.4 Beräkningar av från viktsystemet härrörande varianter i en faktorprisindex

Syftet med variansberäkningarna var att er— hålla ett visst underlag för att bedöma dels hur många projekt som kan erfordras för konstruktionen av olika faktorprisindexbud- geter, dels om det kan vara meningsfullt att konstruera skilda budgeter för flerfamiljs- hus och gruppbyggda småhus och för olika geografiska områden. De tillämpade urvals- principema torde medföra att lägre varian- ser erhålls än om ett slumpmässigt urval av projekt kommit till användning. Detta måste givetvis beaktas vid tolkningen av resultaten.

Då uppgifterna för några projekt var ofullständiga baserades beräkningarna på 47 flerfamiljshus— och 24 gruppbyggda små- hus-projekt. Materialet för flerfamiljshus om- fattar till största delen 3-vånings lamellhus; i övrigt ingår 3 projekt med högre och lägre hus än 3 våningar. Samtliga flerfamiljspro- jekt överstiger 50 lägenheter. Småhusmate- rialet omfattar endast projekt med mer än

20 småhus och med en våningsyta per hus som i allmänhet överstiger 90 m2. Samtliga huvudgrupper av byggherrekategorier finns representerade såväl när det gäller flerfa- miljshus som småhus.

Den av bostadsstyrelsen utnyttjade kost- nadsuppdelningen, som i stort överensstäm— mer med byggforskningens normalkontoplan för byggnadsindustrin har även bildat un- derlag vid variansberäkningama. Materialet har inte givit möjlighet till så långtgående kostnadsuppdelningar som i budgeterna till de nuvarande faktorprisindexarna för fler- familjshus och småhus. Detta gäller särskilt budgeterna för underentreprenaderna inom vilka en fördelning av kostnaderna på olika komponenter inte varit möjlig. Över huvud taget föreligger, enligt bostadsstyrelsens er- farenhet, stora svårigheter att erhålla till- förlitliga uppgifter för de arbeten som här klassificerats som underentreprenader.

En indexberäkning har utförts för varje enskilt byggnadsprojekt genOm sammanväg- ning av indextalen för skilda inputfaktorer med utgångspunkt i den för projektet be- räknade kostnadsfördelningen. De grundläg- gande prisindexserierna har hämtats från be- räkningarna av de nuvarande faktorprisin- dexarna för flerfamiljshus och småhus. In- dextalen avser tidsperioden 1 januari 1963— maj 1968.

För det så kalkylerade urvalet av index— tal (ett tal för varje projekt) har varians- och medelfelsberäkningar utförts. Vidare har en L-index för det totala materialet be- räknats som ett vägt medelvärde för de enskilda indextalen i urvalet. På motsvaran- de sätt har även indextal för vissa huvud- grupper av kostnader beräknats. Resultaten av beräkningarna framgår av tabellerna 5.21—5.22.

I tabell 5.20 redovisas för flerfamiljshus de genomsnittliga vägningstalen för olika huvudgrupper i den nuvarande faktorpris- indexen och dem som kommittén beräknat ur det material som tillhandahållits av bo- stadsstyrelsen. Det bör påpekas att de bäg- ge viktsystemen inte är exakt jämförbara. Detta beror bl. a. på tillkomst respektive bortfall av kostnader på grund av ändrad

Tabell 5.2] Indextal för maj 1968 och dessas medelfel för faktorprisindex för flerfamiljshus (1963 = 100).

Huvudgrupper av material, underentreprenader rn. m.

Geogralisk belägenhet 1 2 3 4

Kommitténs beräkningar Område 1 123,33 (0,60)

121,96 ( - . )

1 3,15 (0,61) 123,02 (0,40) 123,15 (0,53) 123,15 (0,29)

122,80 (0,57) 124,83 ( - . ) 125,19 (0,64) 124,55 (1 ,01) 122,88 (0,39) 123,64

115,90 (1,03) 117,20

122,43 (0.16) 123,05 ( - _ ) 121,56 (0,27) 121,60 (0,13) 121,41 (0,92) 121,90 (0,20) Statistiska central- byråns index

» Il2 ( - — )

114,64 (0,35) 116,26 (1,93) 116,55 (0,43) 116,06

» Ill » IV

» V

Hela landet

122,99 120,99 127,99 118,80

Anmärkning: Huvudgrupp: l:

5 6

Antal

7 Totalt1 projekt

126,14 (0,17) (0,19) 127,06 124,10 (-—) (..) 124,79 123,78 (0,56) (0.02) 126,55 124,06 (0.18) (0.09) 126,16 124,12 (0,28) (0,17) 126,11 124,01

125,85 123,99 (0,20) 126,69 (. .) 125,95 (0,31) 126,27 (0,38) 126,49 (0.33) 126,12

124,53 (0,02) 124,34 ( . .) 124,49 (0,02) 124,52 (0,04) 124,61 (0.09) 124,53

121,72 (2,52) 126,89 ( - .) 1 4,33 (2,61) 124,24 (1,57) 127,98 (3.05) 1 24,02

(0,43) (0,65) (0,17) (0,01) (1,41) (0.18) (0,07)

127,32 124,57 120,15 127,88 124,29

Material för betong och mureri; 2: Trävaror, snickerier och

inredningar; 3: Järnvaror; 4: Övriga material för egna arbeten; _5: Underentreprenader, bygg- mästeri; 6: Underentreprenader i övrigt; 7: Transport och kraft; 8: Ovriga gemensamma kostnader 1 I totalindextalen ingår även löner, vilka ej redovisats i tabellen. Index för löner maj 1968 = 124,3, Variansberäkningarna redovisas inte för omr vationer.

byggnadsteknik etc. Som exempel kan näm— nas att kostnaderna för arbetsbodar, bygg- nadsställningar, rengöring, städning och snö- röjning inte har någon direkt motsvarighet i den nuvarande faktorprisindexbudgeten. Vidare kan nämnas att bristande överens— stämmelse förekommer i klassificeringen av kostnadsslag mellan de två budgeterna. Så- lunda har viSSa arbeten eller material i den nuvarande faktorprisindexbudgeten hänförts till övriga underentreprenader, medan mot- svarande poster i den av kommittén utarbe- tade budgeten ingår i byggnadsentreprenö- rens kostnader och vice versa. Ett påtagligt exempel utgör posten »övrig material till eg- na arbeten» som sjunkit från 70 0/00 i den nuvarande faktorprisindexbudgeten till 22 0/00 i den av kommittén utarbetade. Skä- let till den starka nedgången är att kostna— derna för viss hushållsutrustning (spisar, kylskåp och frysenheter, tvättutrustning m. m.) förts från nämnda kostnadsposter till el- och VVS-installation.

Någon särskild målningsentreprenad ingår inte i statistiska centralbyråns byggnads- kostnadsindex. Kommittén har emellertid

åde 11 då materialet endast omfattar två obser-

här konstruerat en budget på grundval av tillgängligt material. Detta har skett genom en sammanslagning av kostnaden för måle- riarbeten och målningsmaterial. Därtill har lagts ett visst belopp för allmänna kostna- der.

I tabellerna 5.21 och 5.22 redovisas för flerfamiljshus respektive gruppbyggda små- hus av kommittén beräknade totalindex, in- dextal för huvudgrupper av kostnader samt av varianser i viktsystemet förorsakade me- delfel i indexarna. För flerfamiljshus görs dessutom en uppdelning på delindexar för olika geografiska områden. För jämförel- ses skull redovisas i båda tabellerna även centralbyråns nuvarande faktorprisindexar.

Några kommentarer kan göras till de ut- förda beräkningarna. Det kan då först kon— stateras att totalindextalen för i första hand flerfamiljshus men även för småhus skiljer sig endast obetydligt från indextalen i de nuvarande faktorprisindexserierna. När det gäller delindextalen föreligger dock vissa skillnader dels inbördes, dels i förhållande till centralbyråns nuvarande byggnadskost- nadsindexar. En jämförelse av indextalen för

Tabell 5.22 Indextal och dessas medelfel för faktorprisindex för gruppbyggda småhus (1963 = 100).

Huvudgrupper av material, underentreprenader m. rn.

l 2 3 4 5 6 7 8 Totalt

122,30 122,88 128,97 115,79 (0,30) (0,75) (1,19) (0,44)

Kommitténs beräkningar Statistiska central- byråns index trähus stenhus

122,29 119,17 121,53 116,67 122,63 119,68 121,88 120,52

Anmärkning: Huvudgrupp 1—8 se tabell 5.21

olika geografiska områden antyder att regio- nal belägenhet inte skulle ha någon större betydelse för byggnadskostnadernas fördel- ning. Det kan vidare konstateras att medel- felen i totalindexama och i indexarna för olika områden och huvudgrupper i detta material med få undantag är små.

5.8.3 Arbetskostnader 5.8.3.1 Behovet av lönekostnadsindexar

Löneuppgifter för tjänstemän inhämtas vid beräkningen av statistiska centralbyråns nu- varande s.k. byggnadskostnadsindexar och av entreprenadindex H—63 från Svenska ar- betsgivareföreningen och omfattar förutom avtalsmässiga löneförändringar även kost- nader för ATP, semesterersättning och so- ciala avgifter. Även för arbetare erhålls upp- gifter från Arbetsgivareföreningen beträf— fande gruvarbetare, murare, snickare och träarbetare och omfattande samma poster som för tjänstemän. För övriga arbetarka- tegorier beräknas lönekostnadsförändringar i samråd med respektive branschorganisa— tion enligt likartade grunder.

Som tidigare framhållits framstår det som angeläget att uppgifter avseende löneför- ändringar utöver de traditionellt avtalsmäs- siga, dvs. s.k. löneglidning, även ingår i faktorprisindex. Detta är för närvarande icke fallet då det gäller löneuppgiftema för arbetare. Beträffande tjänstemän görs där— vidlag vissa kalkyler.

Den population som bör utgöra utgångs- punkt för beräkningarna är i föreliggande fall personal sysselsatt i bostadsbyggnads-

125,55 124,49 121,92 123,82 123,75 (0,17) (0,04) (1,17) (0,12) (0,11)

131,03 124,27 129,64 122,40 122,40 131,11 124,30 128,21 123,10 123,10

företag. Med tanke på att delindexar för oli— ka undergrupper av en faktorprisindex be- höver beräknas föreligger behov även av särskilda löneindexar för olika arbetargrup- per, branscher och regioner. Det synes där- för önskvärt att specificerade lönekostnads— uppgifter kunde inhämtas beträffande olika byggnadsarbeten, sidoentreprenader, såsom målningsarbeten, VVS— och elarbeten, samt för underentreprenader. Dessa lönekostna— der bör omfatta såväl arbetare som tjänste- män.

Avgränsningar och uppdelningar av det slag som nämnts i föregående stycke görs inte för närvarande.

De utnyttjade arbetskostnadsindexarna bör —- vilket för närvarande inte är fallet lämpligen vara standardvägda, dvs. effek- ten av förskjutningar mellan olika yrkes- kategorier och arbetsuppgifter bör vara eli— minerade i beräkningarna.

Kommittén anser en förbättring av be- räkningsmetoderna erforderlig i första hand då det gäller lönerna för arbetare. Denna fråga behandlas i det följande. När det gäl- ler tjänstemän anser kommittén behovet av utvecklingsarbete på kort sikt vara mindre angeläget. För dessa beaktas redan nu i princip såväl den s. k. löneglidningen som be- hovet av standardvägning.

5 .8.3.2 Utvärdering av befintlig lönestatistik för arbetare

Något idealiskt statistiskt underlag för be- räkningar av det slag som angivits i föregå- ende avsnitt föreligger inte för närvarande. Genom en även av andra skäl motiverad

utveckling av lönestatistiken på detta om- råde kan en förbättring av underlaget kom- ma till stånd. Kommittén har emellertid icke sett som sin uppgift att genomföra ett sådant mera omfattande utredningsarbete. Kommittén har inriktat sig på att under- söka huruvida och på vilket sätt för ända- målet måhända icke helt idealiska men i huvudsak acceptabla beräkningar kan åstad- kommas med det material som finns till- gängligt för närvarande. I föreliggande av- snitt görs en utvärdering av tillgänglig löne- statistik inom bostadsbyggnadssektorn.

Den statistik som insamlas av byggarbets- marknadens parter samt statistiska central- byrån kan indelas i två grupper. Den ena typen representeras av Svenska byggnads- industriförbundets och Byggfackens utred- ningsavdelnings (Byggfackens) ackordsstati- stik. För dessa gäller att lönesummorna i primärmaterialet redovisas enligt intjänan- deprincipen och att de är direkt jämförba- ra med de för samma period redovisade tim- marna. Den andra typen av statistik, t.ex. Svenska arbetsgivareföreningens lönestati- stik samt statistiska centralbyråns lönesum- me- och sysselsättningsstatistik, grundar sig däremot på under viss period utbetalad lö- nesumma, medan timredovisningen avser det under perioden utförda arbetet. Direkt jämförbarhet mellan timmar och utbetalad lön föreligger därför inte i denna typ av statistik.

För beräkning av en faktorprisindex, som bör kunna redovisas åtminstone för kvartal, är en statistik grundad på intjänandeprinci- pen att föredra, eftersom det är väsentligt att lönesummorna är jämförbara med de samtidigt redovisade timmarna. I den löne- statistik som bygger på denna princip och som beräknas av Byggnadsindustriförbundet och Byggfacken redovisas emellertid för- utom ackordslön endast tidlön för den dag- tid som förekommer i samband med ackord. Den rena tidlönen finns således ej med. Tidlönen för arbete som ej utförts i sam- band med ackordsarbete borde emellertid ingå i beräkningsunderlaget för en lönein- dex. I detta avseende är statistiken grundad på utbetalningsprincipen överlägsen, efter-

Någon preciserad uppgift om hur stor andel den rena tidlönetiden utgör av den totalt arbetade tiden vid enbart nybyggnad av bostäder föreligger inte. Enligt Arbets- givareföreningens statistik utgör tidlöneti- den ca 30 % av den totalt arbetade tiden in— om hela den till föreningen anslutna bygg- nads— och anläggningssektorn. I denna stati- stik ingår emellertid ombyggnads- och repa- rationsarbeten. Dessa arbeten ackordsätts sällan. Detta innebär att tidlönedelen vid nyproduktion av bostäder torde vara väsent- ligt mindre än den ovan angivna siffran för hela byggnads- och anläggningssektorn. Det finns även skäl att förmoda att ackords- lönen och tidlönen på längre sikt följer var— andra. Kommittén anser därför att en in- dex baserad på ackordslönen (och tidlön för dagtid i samband med ackord) kan ac— cepteras såsom löneindex i faktorprisindex för nybyggda bostäder.

Ackordsstatistiken erbjuder vidare vissa för faktorprisindex betydelsefulla fördelar jämfört med annan tillgänglig lönestatistik inom ifrågavarande område. Den redovisas sålunda månadsvis av Byggnadsindustriför— bundet och kvartalsvis av Byggfackens ut- redningsavdelning, medan Svenska arbets- givareföreningen endast lämnar löneuppgif- ter för andra kvartalet och för en del fack även tredje kvartalet samt helårsuppgifter. Resultatredovisningen för ackordsstatistiken sker ca en månad efter mätperioden. Löne- summe- och sysselsättningsstatistiken redovi- sas ca två månader och Arbetsgivareför- eningens statistik ca fyra månader efter mätperioden. Ackordsstatistiken är vidare för närvarande den enda statistik genom vilken man kan erhålla kvartalsvisa (och till och med månadsvisa) uppgifter med viss dif- ferentiering på olika arbetarkategorier, skil- da projekttyper samt för olika geografiska områden. Detta är angeläget från faktor- prisindexsynpunkt med tanke på behovet av delindexar.

Kommitténs slutsats av ovanstående dis- kussion är att den s. k. ackordsstatistiken med hänsyn till faktorprisindex krav är över- lägsen den lönestatistik som bygger på ut-

betalningsprincipen. Byggnadsindustriför- bundets och Byggfackens statistik är basera- de på samma material, nämligen de mät- ningsräkningar som ligger till grund för ac- kordslöneberäkningarna. Byggnadsindustri- förbundets statistik omfattar emellertid en- dast företag anslutna till förbundet, me- dan Byggfackens material dessutom omfat- tar Byggfackens produktions AB och de allmännyttiga bostadsföretagens produktion i egen regi. Dessutom ingår fler arbetarka- tegorier i Byggfackens statistik. Mot denna bakgrund anser kommittén denna statistik vara att föredra då det gäller beräkning av faktorprisindexar. I följande avsnitt lämnas därför en mera ingående beskrivning av den av Byggfackens utredningsavdelning produ- cerade statistiken.

5.833. Byggfackens ackordsstatistik

Byggfackens ackordsstatistik grundar sig, som tidigare nämnts, på ackordsräkningar avseende arbeten utförda av medlemmar i Svenska byggnadsarbetareförbundet. Stati- stiken omfattar följande fack: murare, träar- betare, golvläggare, ställningsbyggare, glas- mästeriarbetare, betongarbetare, papplägga— re, rörarbetare, isolerare, målare, anlägga— re samt vissa kombinationer av träarbetare, murare och betong- och rörarbetare (de s. k. gemensamhetsackorden). Den kan uppdelas regionalt på fackförbundens olika avdelning- ar. Möjlighet finns vidare till en indelning på flerfamiljshus och småhus.

I lönestatistiken ingår ackord enligt fast- ställd prislista, premieackord, av mätnings- kontoren kontrollerade fria uppgörelser, fackföreningens mätningskostnader, den dag- tid som förekommer i samband med ackord samt ackordskompensation vid ackordsar— bete. Glidande premiackord redovisas sepa- rat.

Den population för vilken lönekostnads- beräkningar skall utföras är arbetare syssel- satta med att bygga bostäder. Någon möjlig- het att uppskatta täckningsgraden av Bygg- fackens statistik för denna speciella popu- lation föreligger inte. Från löne- och syssel- sättningsstatistiken kan emellertid täcknings-

graden av Byggfackens statistik för hela byggnads- och anläggningssektorn beräknas. Av totala antalet arbetstimmar enligt statis- tiska centralbyråns lönesumme- och syssel- sättningsstatistik avseende husbyggnads-, an- läggnings- och hantverksföretag täcker Byggfackens ackordsstatistik 50 % av ti- den. Av de återstående 50 % utgör ca 20 %— enheter icke registrerad tidlönetid och reste- rande 30 %-enheter utgörs dels av sådana fack (t. ex. bleck och plåt) som ej ingår i ackordsstatistiken, dels av arbetskraft vil- ken huvudsakligen sysslar med städning jäm- te mindre reparationsarbeten. Eftersom un- derhålls- coch reparationsarbeten sällan ackordsätts, finns det anledning att förmo- da att täckningsgraden är väsentligt högre för nyproduktion av bostäder än som fram- går av ovan anförda uppgifter som avser hela byggnads- och anläggningssektorn.

De ackordsräkningar på vilka statistiken bygger samlas in varje månad från avdel- ningarnas mätkontor och avser mätningar utförda närmast föregående månad. Upp- gifterna på mätningsräkningen avser ersätt- ning för utfört arbete under viss period — ackordsperioden. Denna omfattar för när- varande högst 22 veckor om semestern in- går men i annat fall vanligtvis 18 veckor. Eftersom mätningsperiodema är upp till 18—22 veckor långa dröjer det motsvarande tid efter respektive kalenderperiods slut in- nan alla uppgifter som berör perioden i frå- ga är inkomna. Som tidigare framhållits er- fordras löneuppgifter åtminstone kvartalsvis för faktorprisindex. För att indexen skall kunna publiceras så snart som möjligt efter varje kvartals slut behöver således prelimi- nära uppgifter för ett visst kvartal kunna er- hållas avsevärt tidigare än vid den tidpunkt då alla mätningsräkningar för ifrågavarande tidsperiod samlats in.

5.834. Försöksberäkningar av faktorprisin- dex med ny arbetskostnadsindex för arbetare

På basis av uppgifter hämtade från Bygg- fackens ackordsstatistik har löneindexar be- räknats för vissa arbetsgrupper som ingår i nuvarande faktorprisindex. Dessa indexar för lön inklusive löneglidning men exklusive

sociala kostnader enligt Byggfackens ac- kordsstatistik har vägts ihop med indextal för indirekta lönekostnader enligt statistiska centralbyråns nuvarande beräkningar för entreprenadindex H-63 och nuvarande s.k. byggnadskostnadsindex. Som vikter har här- vid använts 82 % för direkt lön och 18 % för sociala kostnader enligt den fördelning som gällde för byggfacket 1966. Det har antagits att denna fördelning är densamma för samtliga här aktuella branscher. Doku- mentation föreligger på denna punkt enbart för byggfacket (de s.k. tre facken).1 Som indirekta lönekostnader har räknats semes- terersättning, reseersättning, skift- och över- tidstillägg, ATP, sjuk- och olycksfallsför- säkring, byggforskningsavgift, allmän ar- betsgivaravgift samt grupplivpremie och av- gångsbidrag.

Förändringar i direkt lön slår igenom i de indirekta lönekostnaderna i den mån des- sa beräknas i procent av lönen. Inte alla indirekta lönekostnader beräknas som en procentandel av den direkta lönen, vilket dock förutsatts i beräkningarna för de arbe- tarkategorier som inte representeras av bygg- facket. Det är emellertid inte troligt att de fel som eventuellt blivit följden av nämnda antagande vilket således gäller samtliga fack utom byggfacket — är av någon avgö- rande betydelse för totalindextalet.

I tabell 5.23 redovisas indextal för olika arbetarkategorier under åren 1966—1970. I tabellen saknas löneuppgifter för flera un- derentreprenader. Dessa har, i de i tabellen redovisade faktorprisindexberäkningarna, re- presenterats av löneuppgifter för de s. k. tre facken, dvs. träarbetare, betongarbetare och murare. Eftersom lönehöjningarna för de 8. k. tre facken varit de lägsta under den un- dersökta perioden för de arbetarkategorier för vilka löneuppgifter är kända finns dock skäl att misstänka att nämnda representation kan ha medfört en viss underskattning av de faktiska lönehöjningarna för de arbetar- kategorier för vilka löneuppgifter saknas.

Den nya arbetskostnadsindexen för ar- betarpersonal har vägts samman med in- dexar för andra kostnadsposter till en total faktorprisindex, vilken presenteras i tabell

5.24. Sammanvägningen av detaljindextalen för olika material, löner etc. har skett med vägningstal enligt den av kommittén kon- struerade budgeten för flerfamiljshus vars huvudgrupper redovisats i tabell 5.20. In- dexarna för dels arbetskostnaden för tjänste— män, dels material och övriga kostnadspos- ter har hämtats från de nuvarande faktor— prisindexberäkningarna. Underentreprenaderna har indelats i grupper. För varje grupp av underentrepre- nader har valts en representantentreprenad som förekommer i budgeten för den nuva- rande faktorprisindexen. För denna har ut- förts en indexberäkning inklusive löneglid- ning vilken beräkning fått representera gruppen. Sammanvägningen av indextalen för de olika representantentreprenaderna har skett enligt den av kommittén beräkna- de budgeten. Löneuppgifterna för Byggfackens ac— kordsstatistik redovisas per kvartal medan nuvarande faktorprisindex redovisas per varannan månad (januari, mars, maj, juli, september, november). Den här beräknade faktorprisindexen inklusive löneglidning av- ser kvartalsuppgifter. Löneuppgifter för mars har därvid i beräkningarna fått repre- sentera det första kvartalet, uppgifterna för maj det andra kvartalet, september det tred- je och november det fjärde kvartalet. Bas- årets indextal (: 100) grundas på ett genom- snitt för dessa fyra månader 1966. I samband med övergången från omsätt- ningsskatt till mervärdeskatt vid årsskiftet 1968/69 exkluderades varuskatten från in- dexberäkningarna. I tabell 5.24 redovisade indextal ingår fr.o.m. 1969 mervärdeskatt enligt den s.k. 60-regeln. Indextalen inklu- sive mervärdeskatt har erhållits genom på- slag av 6 %2 utgående mervärdeskatt på in- dextalen exklusive skatt. Härigenom bör

1 De tre facken utgörs av träarbetare, betong- arbetare och murare. ** I princip borde man under den aktuella pe- rioden räkna med 6,38 % utgående mervärde— skatt. Den effektiva utgående mervärdeskatten torde dock i allmänhet ligga närmare 6,00 % än 6,38 % beroende på att enligt mervärde- skatteförordningen en lägre skattesats än 6,38 % tillämpas på vissa arbeten (t. ex. konsulttjänster) vid slutfaktureringeu.

Tabell 5.23 Arbetskostnadsindex för olika arbetarkategorier under åren 1966—1970.

I indexberäkningen

Typ av arbeten i använd

Indextal (l966=100) för enbart lönekostn. resp. enbart soc.-kostn. samt löne- och soc.-kosta.

den nya budgeten »Represen- tant-entre— prenad»

Löneupp- gift

År

1967 1968 1969 1970

Kvartal

l 2

]. Byggnadsarbe- ten 2. Underentrepre- nader a) Isolering Fukt- isolering Sintrade plattor

b) Fogplattor o stenarbeten

c) Golvbeläggning Parkett- o lamellgolv d) Tr"-, järn- o Balkong- smidesarbeten räcke e) Plåtarbeten Plåt

f) Glasarbeten Maskinglas

g) Taktäckning

Schakt enl budget

h) Schakt- o sprängnings- arbeten

i) Montering av element

j) Övriga arbeten Terazzogolv

Terazzogolv

k) Målning Målning

De tre facken

Isolerar- lönen Golvläg- garlönen Golvläg- garlönen De tre facken De tre facken Glasarbe- tarlönen

Fuktisolering Isolerar-

lönen De tre facken

De tre facken De tre facken Målar- lönen

Lön Soc Lön + Soc Lön Soc Lön + Soc Lön Soc Lön + Soc

Lön Soc Lön + Soc

Lön Soc Lön+Soc

100 101 110 110 102 103 105 105 110 110 106 106 103 108 115 115 105 109 se 2 b

se 1 se 1 101 109 109 109 102 109

se2a

sel sel sel

105 105 112 112

105 117 107 123 117 122 107 118 109 107 114 108 109 116 108 117 109 119 117 118 114 118 115 117 114 116 108 121 110 113 121 115 114 119 115 115 118 115 109 121 111 110 121 112 118 119 118 117 118 118 109 110 114 116 120 107 107 110 110 111 123 116 112 123 114 121 123 121 122 123 122

122 122 122

115 123 116 124 123 124 124 123 124 124 122 124 116 136 120

121 136 124 127 132 128

118 135 121 118 117 115 123 119 123 118 135 118

119 136 122 124 136 126 131 132 131 125 135 127 120 135 123

121 136 124 131 136 132 133 132 133

127 135 129 128 135 129

124 140 127 129 139 131 131 134 132 142 140 141 124 135 126 123 158 129 133 157 137 134 134 134 135 145 137 127 140- 129 128 158 134 114 157 122 135 134 135 136 145 132 133 140 134 130 158 135 147 157 149 135 134 135 136 145 138 138 140 138 132 158 137

146 157 148 135 134 135

139 145 140 138 140 138

forts.

Tabell 5.23. (Forts.).

I indexberäkningen Typ av arbeten i använd den nya budgeten »Represen- Löneupp- tant-entre- gift prenad»

]) El El Ellönen

m)VVS Rörar— betare

Totalindex för löner

Indextal (1966=100) för enbart lönekostn resp enbart soc-kostn samt löne- o soc-kostn

År 1967 1968 1969 1970

Kvartal

Lön

Soc

Lön + Soc Lön

Soc

Lön + Soc Lön

Soc

Lön + Soc

Tabell 5.24 Utvecklingen av faktorprisindex för flerfamiljshus, statistiska centralbyråns nuvarande index och kommitténs beräkningar inkluderande löneglidning (1966 = 100).

År 1966 1967

Kvartal

Statistiska centralbyråns

1968 1969 1970

i index 100,0 102,2 102,6 104,3 104,5 1056 105,8 106,6 106,4 109,8 110,7 1131 114,8 118,4 120,0 120,9 121,0 Kommitténs beräkningar 100, 0 102, 3 103, 0 104, 6 105, 3 106, 8 107, 3 108, 4 108, 7 113, 2 1151 1181 119, 7 123, 3 126, 4 127, 9 128, 3

jämförbarhet ha åstadkommits med en bygg- nadsprisindex för nyproducerade flerfamiljs- hus avseende samma tidsperiod.

Vid en jämförelse mellan de bägge i ta- bell 5.24 redovisade indexberäkningarna finner man att prisstegringen över hela pe- rioden varit 7,3 % högre enligt den av kom- mittén beräknade indexen än enligt nuva- rande faktorprisindex. Skillnaden uppgår så- lunda till i genomsnitt ca 1,8 % per år. Man kan dock konstatera en större skillnad i pris- stegringstakten under 1969 och 1970 än un- der 1967 och 1968. Detta förklaras huvud- sakligen av den relativt starka ökning i lö- nerna under de bägge senare åren i jämfö- relse med de förstnämnda åren.

5.8.4 Materialpriser, behov av utvecklings- arbete Prisindexberäkningarna borde baseras på sannolikhetsurval av varor såväl som av uppgiftslämnare. I praktiken torde man dock, åtminstone på kort sikt i avsaknad av en för ändamålet lämpad urvalsram, vara hänvisad till ett s.k. medvetet urval av re- presentantvaror, vilket är den gängse meto- den i prisindexsammanhang. Representant- varuurvalet i nuvarande faktorprisindexar har »handplockats» med hjälp av experter inom olika varuområden. Det har setts över i samband med konstruktionen av entrepre- nadindex H-63 och sedan aktualiserats lö- pande. På kort sikt framstår därför en revi- dering av varuurvalet såsom något mindre angeläget än övriga behov av utvecklings- arbete på detta område. På längre sikt bör emellertid bl.a. möjligheterna att grunda faktorprisindexberäkningarna på ett sanno- likhetsurval av representantvaror övervägas och prövas. De insamlade materialpriserna omfattar i huvudsak stockholmspriser. Här bör en breddning ske så att ifrågavarande faktor- prisindex kan ge skattningar såväl på riks- nivå som för olika geografiska regioner. Det- ta förutsätter ett nytt och mera omfattan- de urval av uppgiftslämnare av prisuppgif- ter. Den nuvarande materialprisindexen i fak- torprisindex baserar sig på prisuppgifter på

byggnadsmaterial som antages beställda vid beräkningstillfället. För flertalet av de än- damål för vilket faktorprismdex efterfrågas är det emellertid önskvärt att de i indexen utnyttjade prisuppgifterna i stället avser vid beräkningstillfället levererat material till byggarbetsplatsema. Det torde vara förenat med betydande svårigheter att erhålla pris- uppgifter som exakt överensstämmer med nämnda önskemål. Det synes emellertid rim- ligt att anta att faktureringsdagen i jämfö- relse med beställningsdagen tidsmässigt lig- ger närmare leveransdagen. Faktureringsda- gens materialpriser skulle således vara att föredra i faktorprisindexberäkningama framför beställningsdagens materialpriser.

Kommittén anser att den nuvarande me- toden för insamling av prisuppgifter inte ger ett i alla avseenden tillfredsställande under- lag för indexberäkningama och att en över- gång till att grunda dessa på fakturapriser bör ske, där så är praktiskt möjligt. I det följande lämnas en redogörelse för bakgrun- den till kommitténs ställningstagande. Som tidigare nämnts (kapitel 3) ombesörjs in- samligen av de uppgifter avseende mate- rialpriser vilka används till både statistiska centralbyråns s.k. byggnadskostnadsindexar och entreprenadindex H-63. Prisuppgifterna för H-63 och därmed i praktiken även för de övriga indexserierna granskas och god- känns vid särskilda kontakter med de branschorganisationer som ingår i de index- arbetsgrupper vilken övervakar beräkning- arna av entreprenadindex (se avsnitt 7.1.2). De berörda organisationerna har till dessa kontakter själva utfört en prisinsamling och en indexberäkning motsvarande statistiska centralbyråns på grundval av uppgifter vilka erhållits från i huvudsak samma uppgifts- lämnare. Anledningen till behovet av att indexberäkningarna sker i så nära samarbete med ifrågavarande branschorganiastioner är det speciella sätt på vilket prisbildningen sker på byggnadsmaterial.

Prisuppgifter på en viss vara, vid en be- stämd tidpunkt (t. ex. den 15:e i varje må— nad) och från ett och samma företag kan sålunda variera, om man inhämtar uppgif- ter vid flera av varandra oberoende kontak-

ter (och på olika sätt). Detta sammanhänger med att priset i många fall är en förhand- lingsprodukt. En mängd olika faktorer spe- lar in, såsom marknadsläget, den köpta kvantitetens storlek, storleken av tidigare köpta kvantiteter, kundens betalningsförmå- ga, personliga kontakter etc.

I den prisinsamling som för närvarande utförs av statistiska centralbyrån har man visserligen försökt eliminera dessa faktorer genom en viss specificering av de inhämta- de prisuppgifterna vad avser kvantitet, kund- kategori etc. Tidigare erfarenheter visar emellertid att detta inte är tillräckligt för att en tillfredsställande mätning av prisutveck- lingen skall erhållas. Därför har den särskil- da prisgranskningen kommit till stånd. Tan- ken bakom denna är bl. a. att personer med stor branschkunskap skall kunna avgöra hu- ruvida de av centralbyrån insamlade pris- uppgifterna »verkligen avspeglar marknads- utvecklingen». Med tanke på att olika for- mer av rabatter är vanliga vid försäljning av byggnadsmaterial och på att dessa i hög grad varierar med konjunkturen, kan det va- ra förenat med betydande svårigheter även för personer med stor branschkunskap — att vid olika tidpunkter bedöma relevansen av de insamlade prisuppgifterna. Kommittén finner det dessutom vara otillfredsställande att partsintressen (branschorganisationema) ges möjlighet att direkt påverka beräkning— arna av de särskilda indextalen. Kommittén har därför ansett det angeläget att möjlig- heterna att basera faktorprisindexberäkning- arna på uppgifter om faktiskt betalade pri- ser, dvs. fakturapriser, utreds. I bilaga 6 redogörs för statistiska centralbyråns hit- tillsvarande utredningsarbete på detta om- råde.

Utredningsarbetet pågår, och det är inte möjligt ännu att dra bestämda slutsatser om i vilken mån det är möjligt att ersätta den nuvarande prisinsamlingen med en faktura- prisinsamling. Klart är dock att en sådan insamling kan vara svår att genomföra för vissa varor särskilt sådana av »heterogen» karaktär. En möjlighet som i sådana fall bör prövas är att förbättra skattningsmöjlighe- terna genom att som antyds i bilaga 6, av-

snitt 2.3.4 använda fakturapriser och list- priser kombinerat.

5.9 F unktionsprisindex och kvalitetsindex 5.9.1 Funktionsprisin dexar

En funktionsprisindex kan definieras som en index som antingen följer prisutvecklingen i tiden för en viss bestämd funktionsenhet (tidsindex) eller mäter den relativa prisni- vån mellan exempelvis olika orter eller byggherrekategorier för viss funktionsenhet (nivåindex). Som framgår av den genom- förda behovsanalysen (se avsnitt 4.4.3) kan olika funktionsenheter komma i fråga, så- som »lägenhet», >>m2 våningsyta» eller »sov- plats.» Oavsett vilken funktionsenhet som väljs skall en funktionsprisindex för nybygg- da bostadshus, när det gäller tidsindex, dels innefatta prisförändringar i egentlig mening, dels värdet av kvalitetsförändring- ar som inträffat per funktionsenhet mellan jämförelseperioderna. På motsvarande sätt innefattar en nivåindex såväl pris- som kva- litetsskillnadema per funktionsenhet mellan jämförelsepunkterna.

En funktionsprisindex är, sådan den här definieras, beräkningstekniskt en mycket en- kel konstruktion. Vid beräkning av tidsindex för funktionsprisutvecklingen mellan två tidsperioder beräknas först genomsnittliga byggnadsproduktionsxärden för vardera tids- perioden genom division av de totala pro- duktionsvärdena med totala antalet av ifrå- gavarande funktionsenheter. Kvoten mellan de genomsnittliga byggnadsproduktionsvär- dena per funktionsenhet (multiplicerat med 100) för ifrågavarande tidsperioder utgör indextalet. I en på detta sätt definierad funktionsprisindex kommer förskjutningsef- fekter av olika slag exempelvis mellan olika geografiska områden att påverka indextalet.

Av intresse ur exempelvis ekonomisk ana- lytisk synvinkel är att känna funktionspris- utvecklingen för bostäder för olika geogra- fiska områden, sanerings- och exploaterings- områden eller för olika bostadstyper som flerfamiljshus och gruppbyggda småhus. Be— räkningar av delindexar för sådana grup-

per bör därför kunna ske även för en funk- tionsprisindex. Delindexarna beräknas ge- nom en uppdelning av materialet på nämn- da grupper för vilka särskilda funktionspris- indexar beräknas. Samma indelning bör där- vid väljas som för byggnadsprisindex, då analys av kvalitetsutvecklingen (se avsnitt 5.9.2) därigenom blir möjlig.

En nivåindex avseende en prisjämförel— se mellan två jämförelsepunkter för en viss funktionsenhet (t. ex. lägenhet eller sovplats) beräknas genom att för vardera jämförelse- punkten det totala produktionsvärdet divi— deras med antalet av ifrågavarande funk- tionsenhet. Kvoten mellan produktionsvär- det per funktionsenhet för de bägge jämfö- relsepunkterna utgör indextalet i fråga.

5.9.2. Kvalitetsindexar

5.9.2.1 Definition och beräkning av totalindextal

Bostadsproduktionens totala värdeföränd— ring mellan två tidsperioder kan uppdelas i en förändring av antalet funktionsenheter, en kvalitetsförändring per funktionsenhet och en prisförändring. Sålunda gäller: total värdeförändring : förändring i antalet funktionsenheter x kvalitetsförändring per funktionsenhet X prisförändring.

Analogt kan den totala relativa skillnaden i värdet för bostadsproduktionen mellan två jämförelsepunkter (t ex skilda geografiska områden) uppdelas i tre faktorer avseende den relativa skillnaden i antalet funktions- enheter, i kvalitet per funktionsenhet och i prisnivå.

En index över den totala kvalitetsföränd— ringen (eller nivåskillnaden, vid nivåindex) räknad per funktionsenhet skall här kallas en kvalitetsindex. En sådan index erhålls genom deflatering av en funktionsprisindex med en byggnadsprisindex. Beräkningsprin- cipema exemplifieras nedan.

Antag att byggnadspriset per rn2 vånings— yta (Y) för en viss situation (0) kan uttryckas som en linjär funktion av en kvalitetsvaria— bel X 0. Sambandet kan tecknas

Y, = ao + box, (5.45)

För en annan situation (t) förutsätts mot- svarande samband gälla, nämligen Y, = a, + b,X, (5.46) En funktionsprisindex för en viss funk- tionsenhet kan då tecknas = Ft ' (at + bryt) _ f'o ' (”0 + boxa) (5.47) där V,, respektive 17, betecknar det genom- snittliga antalet m2 våningsyta per funk- tionsenhet under bas— respektive jämförelse- situation. Genom att deflatera en funktionsprisin- dex med en L-byggnadsprisindex erhålls en P-kvalitetsindex

[()—'.”).100—

100

ftw: + bryr) 100 _

lä, _ 170010 "" box/o) .

at + bt Yo _ i5:01: '" bt Yr) ”0 + bo Yo %(a. + 17: Yo) = 1506)

På motsvarande sätt kan visas att om de- flatering i stället sker med en P-byggnads- prisindex erhålls en L—kvalitetsindex 17: (ao '" bo Yr) Fo (ao + bo X 0)

100=

I&(k) = -100 (5.49)

59.22. Analys av kvalitetsutvecklingen

För en analys av kvalitetsutvecklingen av bostadsbyggandet är det av intresse att ge- nom delindexar följa utvecklingen (räknad per funktionsenhet) för var och en av olika huvudgrupper av kvalitetskomponenter, tex utrymmesstandard, utrustningsstandard samt drifts- och underhållsekonomisk standard. Sådana delindexar här kallade kvalitets- komponentindexar kan lätt beräknas. Här skall visas hur detta kan ske med utgångs- punkt i det underlag som framkommer vid byggnadsprisindexberäkningar utförda en- ligt den multipla regressionsmodellen. Betrakta först det enkla fall att en regres- sionsberäkning utförts med två förklarande variabler, X1 och Xg, vilka betecknar två olika kvalitetsegenskaper för vilka särskilda kvalitetskomponentindexar skall beräknas.

Den totala kvalitetsindexen av L-typ för jämförelseperioden t i relation till basperio- dcr 0 kan i detta fall tecknas1

i: (ao +bo Xl! +co YZ!)

__T—T—'100 GO (God—bo X10+ CO Xzo)

I(k) = (5.50) Det bör observeras att med den i (5.50) angivna definitionen av kvalitetsindex får en kvalitetsförändring i form av en ändring i rn2 våningsyta per funktionsenhet en multi- plikativ verkan, medan alla andra kvalitets- förändringar per m2 våningsyta blir inbördes additiva. Kvalitetskomponentindex för variabeln X1 kan beräknas enligt uttrycket i,,(k)= E' 22.100 vo X 10

(5.51)

Uttrycket för kvalitetskomponentindexen för X._,, Ic (k), blir analogt.

I exemplet ovan står X1 och X2 för var- dera en enda kvalitetsegenskap. I praktiken är det fråga om att föra samman ett flertal enskilda kvalitetsegenskaper, tex olika slag av utrustningsstandard som innefattas i de företagna regressionsberäkningarna samt att beräkna kvalitetskomponentindexar för des— sa grupper. Med två olika grupper av X-va- riabler nämligen grupperna X 1, X2, . . . , X,", som skall kallas b—variablerna, och X,,,+1, X ,,,, +2, . . . , X,, kallade c-variablerna kan ut- trycket (5.50) generaliseras till:

17! m __ n _ _— a0+ 2 bioX,,+ Z (:th

I(k)= Vo :n=1 i=-;n+1 ao+ 2 bio YIO+ £ cio Å—Iio i=l i=m+1 -100 (5.52)

där bm och Caro står för regressionskoefficien- terna för b— respektive c-variablerna. I så fall kan kvalitetskomponentindexen för gruppen av b-variablerna tecknas '" _ 17 2 1710 Xl! Ib(k)=1_,—'-—m=l_— .100 (5.53) 0 _2 1 bio Xm .: Kvalitetskomponentindex för c-variabler- na kan analogt tecknas

? _2 cio/Yu 1c(k)=:'—-'—="'—:"—1-—_—-100 (5.54) 0 2 CioXio i=m+l

Kvoten 17,/170 utgör ett uttryck för den re- lativa förändringen av storlekskomponenten antalet m2 våningsyta per funktionsenhet och kan därför även den betraktas som en kvalitetskomponent som skall betecknas

I,,(k) = % - 100 (5.55) 0

Här ovan illustrerade tekniker kan an- vändas även för nivåindexberäkningar för belysning av de olika kvalitetskomponenter- nas betydelse i grupper av bostadsbyggandet.

I de fall att byggnadsprisindexberäkning— arna skulle göras enligt pantvärde- eller överkostnadsmodell skulle beräkningar mot- svarande dem som ovan redovisats i uttryc- ken (5.53) och (5.54) kunna genomföras ge— nom uppdelning av pantvärdeberäkningarna i de huvudgrupper av kvalitetskomponenter för vilka dylika indexar efterfrågas.

Det är vidare av intresse att, då det gäller tidsindexar, få en bild av hur mycket av den totala genomsnittliga förändringen i bostä- dernas kvalitet per funktionsenhet som för— klaras av förändringar i olika kvalitetskom- ponenter. På ett motsvarande sätt kan man, då det gäller nivåindexar, vilja dela upp den totala kvalitetsskillnaden per funktionsenhet mellan olika delar av bostadsbyggandet på skilda kvalitetskomponenter. Detta kan be- lysas genom vad som här skall kallas kva- litetsbidragstal, som kan avse tidsföränd- ringar eller nivåskillnader. Innebörden av dessa tal framgår av det följande.

Genom införande av vissa förenklande be- teckningar wa, w,, och wc för den konstanta termens och de olika kvalitetsgruppernas andel i det totala regressionsuttrycket från

1 Med de beteckningssätt som eljest i allmän- het används i detta betänkande borde för kva- litetsindexen användas symbolen [&( k ). Detta har här förenklats till I(k) för att inte tynga ut— trycken onödigtvis och eftersom indiceringar av annan innebörd behöver införas i det föl— jande. I föreliggande avsnitt 5.9.2.2 är alla in- dexuttrycken av L-typ och avser jämförelse- situationen : i relation till basperioden 0.

basåret1 och utnyttjande av (5.53)——(5.55) kan totala kvalitetsindex enligt (5.52) skrivas sålunda:

I(k) = w,, I,,(k) + wb1b(k) + wc [E(k) (5.60)

Uttryckt i procent är den kvalitetsföränd— ring (från bas- till jämförelseperiod) som den totala kvalitetsindexen anger I(k) — 100.

Eftersom w,, + wb + wc : 1, gäller I(k)—100= w,, (I,,(k) — 100) + + w,, (l,,(k) _ 100) + wc (Ic(k) 100)

De tre termerna i högra ledet i ovanstå- ende uttryck är de åsyftade kvalitetsbidrags— talen:

Ka= wa (Ia(k) _ 100) K, = w,,(r,(k) —100) KC: wc (Ic(k) _ 100)

(5.61)

(5.62) (5.63) (5.64)

Kvalitetsbidragstalen utgör uttryck för varje kvalitetskomponents azs, bzs resp czs bidrag, i procentenheter räknat, till den to- tala procentuella kvalitetsförändringen I(k) — 100. Varje kvalitetsbidragstal utgörs av för- ändringen i motsvarande kvalitetskompo- nentindex vägt med sin andel av basårets totala kvalitetsuttryck (nämnaren i uttrycket 5.52).

Innebörden av ovanstående uttryck kan illustreras genom ett numeriskt exempel. Antag att a-variablerna står för utrymmes- standarden, b-variablerna för utrustnings- standarden och c-variablerna för den drifts— och underhållsekonomiska standarden och att deras inbördes relationer i det totala kva— litetsuttrycket är a: 50 %, b: 30 %, c: 20 % dvs.

w, = 0,50; w,, = 0,30; w, = 0,20 (5.65)

samt att

I,,(k)=110; 1,(k)=105; 1,(k)=107 (5.66)

dvs per lägenhet räknat har utrymmesstan- darden stigit med 10 procent, utrustnings— standarden med 5 procent och den drifts- och underhållsekonomiska standarden med 7 procent från basår till jämförelseår. Den totala kvalitetsindexen är då enligt uttryck (5.60).

I(k)= 0,50 '110 + 0,30 -105 + 0,20 -107 = = 55 + 31,5 + 21,4=107,9 (5.67)

Kvalitetsbidragstalen blir K,, : 0,50 (110—100) : 5,0 procentenheter (5.68) Kb : 0,30 (105—100) : 1,5 procentenheter (5.69) K, = 0,20 (107—100) : 1,4 procentenheter (5.70)

Summan av kvalitetsbidragstalen uppgår till 7,9, dvs I(k) 100. Talen anger att av den totala kvalitetsförändringen på 7,9 pro- cent, hänför sig 5,0 procentenheter till ut- rymmesstandarden, 1,5 procentenheter till utrustningsstandarden och 1,4 procentenhe- ter till den drifts- och underhållsekonomiska standarden.

"I _ TI ] wa=ao/(ao+ E bi., Xio+ ): i=1 i=m+l

Wb=

m _ m _ n _ 2 bio Xio/ (God" Z bio Xio+ 2 Cio Xio i=1 ' 1 i=m+1 (5.57)

wc=

ll

_ m _ " .. 2 Clo Xio/ (00 + 2 bio Xio+ 2 Cia Xie) i=m+l i=l i=m+l (5.58)

Därav följer att

Wa + Wb + Wc = 1 (5.59)

av bostäder

6.1 Huvudkategorier av indexar 6.1.1 Inledning

Den genomförda behovsanalysen har visat att behov föreligger av fyra huvudkatego- rier av prisindexar för nyproduktion av bo- städer, nämligen byggnadsprisindex, bygg- nadskostnadsindex, faktorprisindex och funktionsprisindex. I föregående kapitel har frågan om metoderna för beräkning av dessa olika slag av byggnadsindexar utretts. Ut- redningen har särskilt koncentrerats på frå- gan om beräkning av outputprisindexar, ef- tersom metoder för beräkning av sådana in- dexar ej tidigare funnits tillräckligt utveck- lade. Utredningsarbetet har på den punkten visat att sådana indexar kan beräknas med tillämpning av den s. k. regressionsmetoden, av vilka flera olika. varianter redovisats av kommittén, såsom den multipla regressions— modellen (MR), pantvärdemodellen (PV) och överkostnadsmodellen (ÖK). En förut- sättning är givetvis att det för regressions- tekniken erforderliga statistiska observa- tionsmaterialet föreligger. Kommittén base- rar sitt förslag beträffande beräkning av byggnadsprisindexar på regressionsmetoden. Vilken variant av denna metod som skall väljas, och hur beräkningarna i övrigt skall vara utformade redogöres för i avsnitten 6.2—6.6.

Kommittén framlägger vidare förslag be- träffande dels nya faktorprisindexar, vilka skall ersätta nuvarande s.k. byggnadskost-

Förslag till byggnadsindexar för nyproduktion

nadsindex och entreprenadindex, dels till beräkning av funktionsprisindexar och vissa till dessa kopplade kvalitetsindexar.

Av kapitel 5 framgår att det för närva- rande inte synes vara möjligt att på ett ac- ceptabelt sätt beräkna en byggnadskostnads- index. Vad som skiljer byggnadskostnads- och byggnadsprisindex från varandra är i princip vinstkomponenten. Som framgår av det föregående år det förenat med både principiella och praktiska svårigheter att av- gränsa den vinst som skulle utgöra skillna- den mellan dessa två indexar. Kommittén är därför för närvarande inte beredd att avge förslag till beräkning av en byggnadskost- nadsindex. Det kan också konstateras av re- dogörelserna i kapitel 4 att behovet av bygg- nadskostnadsindex är mindre framträdande än behovet av byggnadsprisindex. I den mån ett beräkningssystem för byggnadsentrepre- nader av den typ som beskrivits i avsnitt 5.7 och som benämnts BDC-metoden utvecklas och får allmän anslutning vid kostnadskal- kylering, kan vissa möjligheter komma att föreligga att utarbeta indexar som åtmins- tone delvis är rensade från förändringar i vinsten inom bostadsbyggnadssektorn. Kom— mittén avser att, om omständigheterna gör det påkallat, återkomma till denna fråga i ett senare skede av sitt utredningsarbete. Möjligheterna till beräkning av byggnads- kostnadsindexar = liksom för övrigt också byggnadsprisindexar — på grundval av me- toder av det slag som berörts i avsnitt 5.7

bör eljest tas upp till prövning, därest senare praktiska förutsättningar för sådana beräk- ningar bedöms föreligga.

6.1.2. Populationsavgränsningar

Såväl byggnadsprisindexar och faktorpris- indexar som funktionsprisindexar och kvali- tetsindexar borde med hänsyn till de före- liggande behoven konstrueras för såväl stat- ligt belånade som icke statligt belånade fler- familjshus och småhus.

I samtliga beräkningar av byggnadspris- index som kommittén utfört och redovisat i kapitel 5 har såsom beräkningsunderlag använts uppgifter hämtade från ansöknings- handlingarna i samband med den statliga bostadslångivningen. Kommittén föreslår, efter en i det följande redovisad analys av erfarenheter av försöksberäkningarna och av utförda kvalitetsgranskningar av materialet, att detta läggs till grund även för framtida beräkningar av dels byggnadsprisindexar, funktionsprisindexar och kvalitetsindexar, dels budgeter för faktorprisindexar.

Något motsvarande beräkningsunderlag finns inte tillgängligt för icke statligt belå- nade bostadshus. Dessa utgör 5—10 % av den årliga produktionen av flerfamiljs- hus och 15—20 % av småhusproduktionen (se tabell 4.1). Då det gäller flerfamiljshusen spelar sålunda de icke statligt belånade hu- sen en förhållandevis liten roll, varför det inte ter sig som någon allvarlig nackdel att de inte ingår i beräkningsunderlaget. Den icke statligt belånade delen är emellertid av större betydelse då det gäller småhusen. Det torde också finnas anledning att förmoda, att prisutvecklingen för åtminstone en del av dessa främst de s.k. lyxhusen —- kan avvika påtagligt från de statligt belånades. Priserna på nämnda hus är i stor utsträck- ning beroende av lånemarknaden. De svarar dock endast för en mindre del av det totala privatfinansierade småhusbyggandet. Det skulle vara en både omständlig och kost- nadskrävande procedur att för beräkning- arna insamla nödvändiga uppgifter om den privatfinansierade småhusproduktionen.

Kommittén föreslår att beräkningarna av byggnadsprisindexar, funktionsprisindexar och kvalitetsindexar samt av budgeter för faktorprisindexar begränsas till statligt belå- nade bostadshus. Om de privatfinansierade husens andel skulle komma att öka Väsentligt i nyproduktionen, anser kommittén emeller- tid att en utbyggnad av beräkningsunder- laget till att även omfatta de privatfinan- sierade bostadshusen bör ske.

Kommittén föreslår att samtliga index- typer beräknas för dels flerfamiljshus, dels småhus. Den förra kategorin bostadshus bör även omfatta s.k. kategorihus. Med kate gorihus avses studentbostäder, pensionärs- bostäder etc.

Beträffande småhus föreslås att beräk- ningar genomförs endast för s.k. grupp- byggda småhus. Godtagbara pris- och kost- nadsuppgifter kan i flertalet fall nämligen inte erhållas för de styckebyggda småhusen. Skälet härtill är att småhus som skall bebos av lånesökanden i flertalet fall byggs med betydande arbetsinsats av ägaren, vilket medför att stora svårigheter föreligger vid uppskattning av ifrågavarande bostadshus nybyggnadspriser såväl som av kostnadernas fördelning på olika poster. Den uppskatt- ning av kostnaderna som, då det gäller dessa hus, ligger till grund för preliminärt beslut om bostadslån anses av de bostadslångivan- de myndigheterna vara en förhållandevis dålig skattning av de faktiska kostnaderna. Den bör enligt kommitténs uppfattning inte utnyttjas för indexberäkningar för ifråga- varande kategori hus.

Förslaget ovan innebär således att varken icke statligt belånade flerfamiljshus och små- hus eller styckebyggda statsbelånade småhus skulle komma att täckas med direkt för des- sa grupper utförda indexberäkningar. Detta förhållande har stått klart vid de intervjuer som genom kommitténs försorg företagits med olika konsumenter enligt vad som redo- visats i kapitel 4. Det framgår härav att konsumenterna för närvarande knappast be— dömer dessa brister i indexberäkningarna såsom allvarliga.

6.2. Förslag till beräkning av byggnadsprisindexar

6.2.1. Huvudtyper av byggnadsprisindexar

I det föregående har bl.a. skilts på bygg- herreorienterade och producentorienterade byggnadsprisindexar. Behov av byggherre- orienterade indexar finns framför allt för beräkning av paritetstal och till underlag för fastställande av tidskoefficient för bostads- långivningen samt för vissa andra uppräk- ningsbehov i samband med försäkring m.m. Sådana indexar efterfrågas också för eko- nomisk analys av olika slag. Behov av pro- ducentorienterade indexar föreligger fram- för allt i det slag av ekonomisk analys som är inriktad på klarläggande av produktivi- tetsutveckling, pris- och kostnadsgenomslag m. m.

Med hänsyn till de olika användnings- områdena behöver indexserierna skilja sig även i andra avseenden än med hänsyn till byggherre— eller producentorientering. I det följande görs därför då det gäller tidsindex åtskillnad mellan byggnadsprisindexar för tre skilda huvudkategorier av behov, näm- ligen indexar för tidskoefficienten, för pari- tetstalen och för ekonomisk analys. De be- räkningsmetoder som föreslås är särskilt ut- formade med tanke på nämnda önskemål. De behov som därutöver föreligger av bygg- nadsprisindexar för värderingsändamål och uppräkningar av anslag etc. torde i flertalet fall kunna tillgodoses genom att man utnytt- jar byggnadsprisindexar för ovan uppräkna- de huvudkategorier av behov.

Tidskoefficientens syfte är att anpassa bo- stadsstyrelsens schablonberäkningar av lå- neunderlag och pantvärde till löpande pri- ser. Enligt vad som framgår av kapitel 4 torde endast en tidskoefficient behöva fast- ställas, och denna skall baseras på en index för statligt belånade flerfamiljshus. Kom- mittén föreslår att en för detta ändamål sär- skilt utformad byggnadsprisindex beräknas.

Om prisutvecklingen för småhus skulle komma att avvika påtagligt från den för flerfamiljshus, kan hänsyn härtill behöva tas genom särskilda korrigeringar av pantvärde- och låneunderlagsberäkningarna för den för-

ra kategorin bostadshus. Som underlag för bedömning av behovet av och storleken av sådana korrigeringar bör för småhus finnas tillgänglig en byggnadsprisindex beräknad efter samma principer som tillämpas vid be- räkning av nyssnämnd index för flerfa- miljshus. Kommittén föreslår därför att en sådan byggnadsprisindex beräknas också för gruppbyggda småhus.

Paritetstalen syftar till att mäta hur myc- ket kapitalkostnaderna (inklusive markkost- nader) för tidigare byggda hus med statliga lån årligen bör ändras, för att dessa kost- nader skall komma i paritet med motsva- rande kostnader i nyproduktionen av bostä- der. Paritetstalsnämnden har beslutat att po- pulationen för den byggnadsprisindex som skall användas vid beräkning av paritetstalen skall avse statligt belånade flerfamiljshus i hela landet. Kommittén föreslår att det för denna kategori bostadshus utarbetas en" byggnadsprisindex anpassad till att utgöra en delkomponent i paritetstalsberäkningar— na.

Som framgår av avsnitt 4.4 erfordras två varianter av byggnadsprisindexar för eko- nomisk analys, en byggherreorienterad och en producentorienterad. Såsom framgår av kapitel 2 (avsnitt 2.3.3.3) består skillnaden mellan en byggherreorienterad och produ- centorienterad index i dels valet av de va— riabler som skall behandlas som kvalitets- komponenter, dvs vilkas effekt på prisindex skall elimineras, dels den inbördes värde- ringen av de för de båda beräkningarna ge- mensamma kvalitetskomponenterna. Den förra distinktionen är praktiskt möjlig att genomföra vid beräkningarna, däremot ej den andra, såvida man inte är beredd att ac- ceptera de mycket betydande inslag av skönsmässighet, som knappast kan undvikas, därest man skulle söka göra en från kost- nadsinformationen i princip frikopplad be- dömning av byggherrens delvis från bo- stadskonsumenternas härledda kvalitets- värdering. Kommittén har icke velat för- orda sådana metoder. Med de beräknings— metoder kommittén föreslår måste man ac- ceptera samma grundläggande värderingar för en byggherreorienterad och producent-

orienterad beräkning, dvs. de värderingar som vid tillämpning av den multipla re- gressionsmodellen i huvudsak skattas ur materialet eller vid tillämpning av pantvär- de— eller överkostnadsmodellen i huvudsak hämtas ur vid pantvärdeberäkningarna an- vända värderingssystem. I den mån dessa metoder med acceptabel precision återger både byggherrevärdering och produktions- kostnadsförhållanden är heller inget att in- vända mot detta förfarande.

Kommittén anser, trots de begränsningar som sålunda föreligger i möjligheterna att göra en distinktion mellan en byggherre- orienterad och en producentorienterad be- räkning, att en sådan distinktion bör ge- nomföras. Den bör dock av ovan anförda skäl begränsas till att gälla valet av variab- ler, vilkas effekt på prisindex skall elimi- neras. Kommittén föreslår att både den byggherreorienterade och den producent- orienterade varianten av byggnadsprisindex för ekonomisk analys beräknas för såväl flerfamiljshus som s.k. gruppbyggda små- hus.

Behov av ett flertal delindexserier före- ligger i enlighet med vad som redovisas i kapitel 4 både i anslutning till de serier som skall användas som informationsunder- lag vid fixering av tidskoefficienten m.fl. likartade ändamål och i anslutning till de för olika slag av ekonomisk analys utforma- de serierna. De metoder för beräkning av delindexar som kommittén i det följande fö- reslår skall komma till användning ger i princip möjlighet till beräkning av ett om- fattande urval av delindexserier. Kravet på godtagbar precision i beräkningarna begrän- sar emellertid möjligheterna.

Kommittén föreslår att delindexar tills vi- dare beräknas och publiceras endast för olika geografiska områden (sex områden ut- formade med hänsyn till föreliggande pris- olikheter) och för projektbelägenhet (inom sanerings- eller exploateringsområde). Dessa delindexar föreslås bli utarbetade för den byggherreorienterade indexen för ekono— misk analys.

Behov föreligger även av nivåindexar med byggnadsprisanknytning. Dessa ger uttryck

för de relativa byggnadspriserna för olika kategorier bostadshus vid en viss tidpunkt (eller under en viss tidsperiod) represente- rande exempelvis olika geografiska områ- den (ortsprisindexar), olika byggherrekate- gorier, olika hustyper etc.

Nivåindexar föreslås beräknade för olika geografiska områden, exploaterings- resp. saneringsområden, byggherrekategorier, en- treprenadformer, upphandlingsformer, pris— bestämningssätt samt för projektstorlekarna 50 resp. 1000 lägenheter. Eftersom nivå- indexar har störst intresse i samband med bostadslångivningen föreslås att de endast beräknas med utgångspunkt i byggnadspris- indexen för tidskoefficienten.

De tillämpade beräkningsmetoderna och det i beräkningarna utnyttjade materialet gör det möjligt att beräkna ett flertal andra varianter av byggnadsprisindexar, andra del- indexserier eller andra nivåindexserier än som ovan föreslagits. Kommittén föreslår att intressenter skall kunna erhålla sådana beräkningar på särskild begäran eller — i de fall det förutsätter särskilt beräkningsarbete på beställning mot ersättning.

6.2.2. Olika byggnadsprisbegrepp

Behovsanalysen ger vid handen att man, när det gäller såväl flerfamiljshus som små- hus, har anledning att skilja på tre olika byggnadsprisbegrepp till vilka byggnadspris- indexberäkningar kan anknytas, nämligen priset för husbyggnad, grund och mark, priset för husbyggnad och grund samt priset för husbyggnad enbart. Det precisa inne- hållet i dessa olika delkomponenter fram- går av förslag i avsnitt 6.4.2.

Den byggnadsprisindex som skall ligga till grund för tidskoefficienten föreslås be— räknad på basis av ett byggnadspris för enbart husbyggnad. Detta är i huvudsaklig överensstämmelse med det sätt på vilket tidskoefficienten tillämpas vid beräkning av låneunderlag och pantvärde. Anpassningen till inträffade förändringar i mark- och grundläggningskostnader sker vid dessa be- räkningar med tidskoefficienten endast för det för hela landet gemensamma schablon-

beloppet för grundläggning och grovplane- ring. Övriga kostnadsförändringar i dessa poster regleras med kommunvisa ändringar av de för dessa utnyttjande schablonbelop- pen.

Eftersom paritetstalen skall användas för reglering av kapitalkostnader innefattande kostnader för husbyggnad, grund och mark föreslås att den ifrågavarande byggnads- prisindexen grundas på ett häremot svaran- de byggnadspris.

De föreslagna byggnadsprisindexarna för ekonomisk analys skall ofta utnyttjas vid deflatering eller reflatering av investerings- eller produktionsvärden. De bör då givet- vis baseras på samma beräkningsunderlag som ifrågavarande värdebelopp. Eftersom grundläggningskostnader, men däremot i all- mänhet inte markkostnader, ingår i de vär- den på investeringar och produktion av bo- städer som redovisas i t. ex. nationalräken- skaperna bör indexberäkningarna anpassas härtill.

För vissa ändamål, t.ex. produktivitets- analys, är det av intresse att kunna studera utvecklingen separat för dels de arbeten som avser själva husbyggnaden, dels grundlägg- ningsarbetena. Kommittén föreslår därför att byggnadsprisindexer för ekonomisk ana- lys beräknas såväl för priset för husbyggnad och grund som för priset för enbart hus- byggnad.

Ett särskilt problem vid avgränsning av ett lämpligt byggnadsprisbegrepp utgör kom- mersiella lokaler, som ingår i vissa bostads- projekt. Sådana lokaler kan ha en annan prisutveckling än bostäder på grund av ex- empelvis olika utrustning. Värdet av kom- mersiella lokaler bör ingå i byggnadspriset vid beräkning av byggnadSprisindexen för tidskoefficienten, eftersom sådana lokaler ingår i pantvärdet. Då lokaldelen av ett bostadsprojekt inte kan erhålla paritetslån bör den däremot i princip inte ingå i be- räkningsunderlaget för ifrågavarande bygg- nadsprisindex. Ej heller bör den ingå i den för ekonomisk analys avsedda indexen efter- som denna i allmänhet bör avgränsas så att den knyter an till byggnadsverksamheten för bostadsändamål. Någon tillfredsställande

operationell metod att dela upp värdet av ett projekt på bostäder resp. lokaler finns dock inte. Kommittén anser inte heller en sådan uppdelning angelägen, då lokalutrym- mena utgör en förhållandevis liten del av totalytorna. Kommittén föreslår sålunda att alla byggnadsprisindexserierna skall inne- fatta värdet av kommersiella lokaler i an- slutning till bostäder. I likhet med vad som skett i de försöksberäkningar som kommittén utfört, bör dock genomgående göras en begränsning av beräkningsunder- laget till projekt som till huvuddelen, dvs. mer än 50 procent av den totala vånings- ytan, består av bostadslägenheter.

6.2.3. Periodanknytning

Byggnadsprisindexen för tidskoefficienten bör med hänsyn till sitt avsedda syfte vara utformad så att den belyser byggnadspris- nivån för en period, som så nära som möj- ligt ansluter till den tidpunkt till vilken ifrå- gavarande uppräkning skall ske, nämligen tidpunkten för preliminärt beslut om bo— stadslån. Kommittén föreslår att ifrågava- rande index beräknas med nämnda anknyt- ning.

Byggnadsprisindex för paritetstalen bör med hänsyn till sitt aVSedda syfte anknytas till tidpunkten för bostadshusens färdigstäl- lande. En sådan periodisering kan utan stör- re svårigheter genomföras vid de beräkning- ar som baseras på slutpriser. Vid de preli- minära beräkningarna får approximations- metoder tillgripas.

Byggnadsprisindexar för ekonomisk ana- lys bör med hänsyn till indexarnas använd- ning beräknas på grundval av värdet av un— der den aktuella perioden utförd byggnads- produktion. Någon direkt information av- seende ett på detta sätt periodiserat produk- tionsvärde finns inte tillgänglig. I avsnitt 6.2.6 lämnas emellertid förslag till approxi- mativ lösning av detta periodiseringspro- blem.

6.2.4. Periodicitet

Den av kommittén utförda behovsanalysen

visar att behov föreligger av beräkningar för kalenderår av samtliga föreslagna bygg- nadsprisindexar. Kommittén föreslår att ka- lenderårsberäkningar utförs för samtliga se- rier.

Därutöver föreligger behov av beräkning- ar för kortare perioder av byggnadspris- indexarna för tidskoefficienten och för eko- nomisk analys. De senare indexarna skulle användas bl. a. i nationalräkenskaperna vid deflatering av investerings- och produktions- värden, vilket ställer krav på åtminstone kvartalsvisa uppgifter. Bostadsstyrelsen har vad gäller indexen för tidskoefficienten ut- tryckt önskemål om månadsvisa byggnads- prisindexberäkningar. Den föreslagna be- räkningsmetoden förutsätter emellertid för att ge indextal med nöjaktig precision — ett större beräkningsunderlag än vad som synes kunna erhållas för månadsvisa be- räkningar. Kvartalsvisa beräkningar av to- talindexserier torde dock kunna utföras. Kommittén föreslår att dessa beräkningar såväl för tidskoefficienten som för den eko— nomiska analysen utförs för kvartal. De i avsnitt 6.2.1 föreslagna delindex- och nivåindexberäkningarna bör enligt kommit- téns uppfattning enbart utföras för kalen- derår.

6.2.5. Beräkningsunderlag

För beräkning av byggnadsprisindexar en- ligt någon av de metoder som kommittén funnit möjliga erfordras tillgång till vissa statistiska uppgifter för de enskilda enhe- terna (husen eller projekten) i den popula- tion beräkningen skall avse. Det krävs så- lunda dels uppgifter om det totala priset (en- ligt de tidigare angivna definitionerna), dels en nyansrik information om enhetens egen— skaper (utformning) i de avseenden som är relevanta för kvalitets— och kostnadsberäk- ningen, dels också värderingstal att tillämpa vid kvalitetsvärderingen av dessa egenska- per. Vid tillämpning av den multipla regres- sionsmodellen erhålles värderingstalen i princip genom beräkningar baserade på de två första grupperna av data.1 Vid tillämp- ning av pantvärdemodellen eller överkost-

nadsmodellen erhålles de främst genom vär- deringar som utförts fristående. Frågan om valet av metod för kvalitetsvärderingen dis- kuteras i avsnitt 6.3.

Oberoende av vilken av de nyss nämnda modellerna som väljes för indexberäkningar, är tillförlitligheten hos dessa givetvis bero- ende av tillförlitligheten i de uppgifter avse- ende priser och utformning på vilka beräk- ningarna baseras. Det underlag som här i första hand står till buds och som legat till grund för kommitténs försöksberäkning- ar är de uppgifter som inhämtas i anslut- ning till ansökningarna om statligt bostads- lån.

För flerfamiljshus inhämtas uppgifter både om totalpriser och projektets utform- ning vid två tillfällen nämligen i preliminär ansökan och slutlig ansökan om statligt lån. De uppgifter angående totalpriset för huset som därvid lämnas skall här för enkelhets skull kallas anbudspriser resp. slutpriser. I termen anbudspriser innefattas då också beräknade kostnader då arbeten utförs i egen regi och för projekt där löpande räk- ning tillämpas. Det bör vidare påpekas att begreppet slutpris inte är detsamma som det slutgiltiga pris som framkommer vid vad som brukar kallas efterkalkyl. En tillförlitlig efterkalkyl kan i allmänhet göras först en avsevärd tid efter det att den slutliga ansö- kan inlämnats och står ej automatiskt till förfogande för indexberäkningar.

Beräkning på grundval av uppgifterna i preliminär ansökan kan ske löpande alltef- tersom preliminära lån beviljas och uppgif- terna härom kommer in. Man torde kunna räkna med att uppgifterna avseende ett visst kvartal i huvudsak har kommit in, granskats och är färdiga för bearbetning ca två måna- der efter slutet av ifrågavarande kvartal. Slutlig ansökan däremot inkommer först då byggnadsarbetet har avslutats och ofta även förhållandevis långt efter den tidpunkten. Beräkningar på grundval av uppgifter i detta material kan därför ske först två till tre år

1 I praktiken används äveni MR-modellen uti- från givna värderingstal för konstruktion av vis- sa sammanfattande variabler, t. ex. variabler för olika slag av utrustningsstandard.

_ _ ...-_unw— ___—___ ___;

efter det att projekten färdigställts.

Beträffande underlaget för de olika före- slagna särskilda indexserierna gäller i prin- cip följande.

Den byggnadsprisindex som skall använ- das vid fastställande av tidskoefficienten bör i överensstämmelse med denna index syfte vara baserad på anbudspriser. Om en index grundad på slutpriser utnyttjas vid upp- räkning av pantvärden, skulle dessa näm- ligen komma att bli påverkade av kost— nadsförändringar som inträffat under ifrå- gavarande bostadshus byggnadstid. Paritets- talen bör däremot i princip baseras på slut- priser för bostadshus som färdigställts un- der viss tidsperiod. Detsamma gäller pris- indexarna för ekonomisk analys med tanke på att dessa skall anknyta till det faktiska värdet av under viss period utförd bygg— nadsproduktion. Krav föreligger emellertid på att beräkningarna av indextal för pari- tetstalen och för ekonomisk analys skall ut- föras långt innan information om slutpriser finns tillgängliga.

Den fråga som behöver besvaras är om kvaliteten i det material som härrör från preliminär och slutlig ansökan tillgodoser de krav som behöver ställas på det för att det skall kunna användas som underlag för indexberäkningarna. Kommittén har från dessa synpunkter studerat vissa av statens in- stitut för byggnadsforskning och bostadssty- relsen utförda undersökningar som belyser denna fråga. En närmare redogörelse för re— sultaten härav återfinnes i bilaga 7.

Alla undersökningarna avser flerfamiljs- hus. Materialet är hämtat dels från bostads- styrelsens revisionsverksamhet omfattande ett icke slumpmässigt urval av omkring 50 låneobjekt byggda åren 1964—1966, dels från två av statens institut för byggnads- forskning genomförda undersökningar av- seende ärenden med preliminärt beslut un- der första halvåret 1964 resp. under 1968. Den första undersökningen omfattar ett slumpmässigt urval av ett 80-tal ärenden. Den andra är ännu inte avslutad; i bilaga 7 redovisas data baserade på uppgifter avse- ende ett 60-tal ärenden, de som först fått slutligt beslut. I byggforskningsinstitutets

båda undersökningar belyses ändringar i pris- och kvalitetsuppgifter mellan den pre- liminära och den slutliga ansökan. I 1964 års undersökning belyses också förändringen mellan slutlig ansökan och efterkalkyl. I bo- stadsstyrelsens undersökning belyses enbart den sistnämnda förändringen.

Enligt byggforskningsinstitutets undersök- ningar steg den uppgivna totalkostnaden från den preliminära till den slutliga an- sökan med 12 % i den första undersök- ningen och med 4 % i den andra. Medelfe- let i de observerade ändringarna uppgick till 11 resp. 7 %. Dessa ändringar kan en— dast delvis förklaras av prisökningar på grund av indexreglering (ca 4 % i den förs- ta undersökningen) eller av ändringar vilka också kan konstateras ske i uppgifterna rö- rande husets utformning (2 år 3 % i genom- snitt i den första undersökningen).

Skillnaden mellan uppgifterna om total- kostnad i slutlig ansökan och enligt efter- kalkyl var däremot förhållandevis liten. Den genomsnittliga kostnadsförändringen upp- gick i byggforskningsinstitutets undersök— ning till endast +1,4 % med ett medelfel om 4,3 % av totalkostnaden. I bostadssty- relsens undersökning uppgick den till —1,8 % med ett medelfel om 4,7 %. Den slutliga ansökans uppgifter om projektets ut- formning synes kunna antas vara behäftad endast med få felaktigheter.

Undersökningarna antyder att uppgifter- na i slutlig ansökan står sig väl vid avstäm- ning mot efterkalkyl. Även om också de sist- nämnda kan antas vara i viss mån behäftade med bristfälligheter, torde näppeligen en längre gående granskning av materialets till- förlitlighet än en avstämning mot en efter- kalkyl kunna göras.

Problemet är större då det gäller de från den preliminära ansökan hämtade uppgif- terna. Här antyder de berörda undersök- ningarna att det föreligger både slumpmäs- siga och systematiska fel av en storlek som inte utan vidare kan negligeras. Visserligen torde man, vilket bekräftas av de redovi- sade undersökningarna, ha anledning att räkna med en systematisk underskattning i den preliminära ansökan både av totalpris

och av de mängduppgifter m.m. genom vil- ka projektets utformning karakteriseras. Det synes dock vara en risk för att den förra underskattningen är större än den senare och att de således inte tar ut varandra. Ett systematiskt fel av detta slag behöver i och för sig inte medföra ett systematiskt fel i index om det nämligen är oförändrat till sin relativa storlek. Här föreligger dock, som framhålles i bilaga 7, en risk för att ett ökat kostnadsmedvetande och ökade krav på en- hetlighet i kostnadsredovisningar liksom lå- nemyndigheternas kostnadspress kan med- föra vissa trendmässiga eller periodiska va- riationer.

Slutsatsen är sålunda, att medan uppgif- terna i slutlig ansökan synes utan större för- behåll kunna accepteras som underlag för indexberäkningarna, är uppgifterna i den preliminära ansökan behäftade med vissa fel som kan men inte med nödvändighet behöver — ge upphov till en viss missvisning, i varje fall medför de dock en större osäker- het i indexberäkningarna.

Med hänsyn till kravet på aktuell index- information kan inte rimligen en begräns- ning ske till beräkningar endast baserade på uppgifter i slutlig ansökan. Beräkningar be- höver utföras på ett tidigare tillgängligt ma- terial. Kommittén har såsom ett alternativ övervägt (se avsnitt 4.2.2.6) att för dessa tidigare beräkningar — i de fall det inte är fråga om egenregiarbeten skulle inhämtas särskilda uppgifter om kontrakterat belopp att utnyttjas i stället för anbudspriset. Kom- mittén har dock inte ansett att skäl härför föreligger. Även om tillförlitligheten i den preliminära prisuppgiften därigenom skulle öka uppstår i stället en bristande överens- stämmelse mellan uppgifterna om priset och projektets utformning. Det skulle i så fall krävas att i anslutning till kontraktsupp- giften inhämtades reviderade uppgifter om projektets utformning. Kommittén har icke ansett detta vara realistiskt. Dessutom skulle beräkningarna försenas icke oväsentligt jämfört med det fall att de beräknas på grundval av anbudspris. Kommittén föreslår att preliminära beräkningar av byggnads- prisindexar för flerfamiljshus utföres på

grundval av uppgifterna i den preliminära ansökan.

Det är sannolikt att den förhållandevis omfattande ändring av låneblanketternas ut— formning som genomförts fr. o. m. 1968 har medfört en i vissa avseenden högre kvalitet hos uppgifterna i den preliminära ansökan liksom för övrigt även i den slutliga. Frå- gan har rests huruvida icke beräkningar ba- serade på preliminär ansökan därför i fram- tiden skulle kunna medge resultat av sådan tillförlitlighet att det vore överflödigt att även göra beräkningar baserade på uppgif— ter från slutlig ansökan. Mot bakgrunden av de erfarenheter som redovisats ovan och närmare i bilaga 7 anser kommittén det nödvändigt att i varje fall tills vidare beräk- ningar utföres även på grundval av uppgif- terna i slutlig ansökan. Kommittén föreslår att såvitt gäller flerfamiljshus sådana beräk- ningar utförs av indexarna för paritetstalen och för ekonomisk analys. I den mån de preliminära och de slutliga beräkningarna i en framtid skulle visa sig komma att ut- vecklas approximativt lika, eller om skillna- den i förändringstalen visar sig kunna förut- ses, kan behovet av särskilda byggnadspris- indexar grundade på slutlig ansökan komma att bortfalla.

Genom avstämning mellan preliminära och slutliga beräkningar för nyssnämnda in- dexar erhålles underlag för en samman- fattande kvalitetskontroll av de preliminära beräkningarna och för en korrigering av eventuella på dessa grundade felbedöm- ningar. Därutöver bör även i fortsättningen, som särskilda utredningar, genomföras kva— litetsanalyser av det slag som redovisats i bilaga 7. I synnerhet är detta givetvis ange- läget om det skulle visa sig uppstå icke negligerbara skillnader mellan de prelimi- nära och de slutliga beräkningarna.

För de gruppbyggda småhusen utförs inga förnyade kostnadskalkyler i samband med det slutliga lånebeslutet eftersom de priser som fastställs vid det preliminära beslutet, med undantag av vissa korrigeringar för under byggnadstiden inträffade kostnadsök- ningar, utgör de faktiska försäljningspri- serna. Kommittén finner inte anledning att

nu föreslå, att några andra uppgifter skall inhämtas för småhus, än de som för närva- rande redovisas i samband med det prelimi- nära beslutet.

6.2.6. Vissa approximationsmetoder

I samband med beräkningarna uppstår som framgått av det föregående vissa periodise- ringsproblem. I det följande lämnas en redo- görelse för kommitténs förslag till lösning av dessa.

Först behandlas periodiseringsproblemen för paritetstalen.

Det har ovan föreslagits att byggnadspris- index för paritetstalen såvitt gäller prisutveck- lingen för de senaste åren skall baseras på upp- gifter om anbudspriser. Eftersom index för paritetstalen skall periodiceras med hänsyn till husens färdigställandetidpunkt, och eftersom paritetstalen enligt statsmakternas beslut skall fastställas innan det löpande året är slut (för- slag skall avlämnas före den 1 december) be- höver i princip för att beräkningarna skall kunna avslutas i tid en prognos utföras av färdigställandetidpunkten för de bostadshus som kan förväntas bli färdigställda i slutet av samma år. Vidare behöver, i de fall överens- kommelse om indexreglering förekommer, en korrigering utföras för inträffade kostnadsför- ändringar under byggnadstiden. Index för pa- ritetstalen kan därefter beräknas med utgångs- punkt i en regressionsberäkning utförd för ett på detta sätt periodiserat observationsmaterial.

Såsom redovisats i avsnitt 4.2.4.5 kan emel- lertid alternativt ett förenklat förfarande till- lämpas, vilket skett vid beräkning av paritetsta- len för åren 1969, 1970 och 1971. Förfarandet bygger på förutsättningen att den genomsnitt- liga byggnadstiden för flerfamiljshus är ap- proximativt ca ett år. Beräkningen av den sista länken i byggnadsprisindex för paritetstalen är t kan i så fall baseras på beräkningar baserade på anbudspriser för bostadshus påbörjade år t—3 och 1—2. Dessa betraktas därvid som skatt- ningar på slutpriset för bostadshus färdigställda år t—2 och t—l.

En fördel med den hittills utnyttjade meto- den är att, när byggnadstiden för ett bostads- hus är oförändrad och approximativt ett år, några särskilda byggnadsprisindexberäkningar för färdigställda hus på grundval av anbuds- priser inte behöver vidtagas. I anslutning till den årliga byggnadsprisindexen för tidskoeffi- cienten —— vilken avser byggnadspriset för en- bart husbyggnad kan även beräknas en in- dex avseende husbyggnad, grund och mark.

Den senare indexen kan sedan utnyttjas för beräkning av ett preliminärt paritetstal. Denna beräkning kan ske till en liten merkostnad som avsevärt understiger kostnaden för särskilda beräkningar utförda direkt för färdigställda hus.

Kommittén föreslår, att den av statistiska centralbyrån vid beräkning av paritetstalen för åren 1969, 1970 och 1971 använda me— toden för omperiodisering av anbudspriser utnyttjas i första hand även i framtida be- räkningar av byggnadsprisindexen för pari- tetstalen. I likhet med vad fallet varit i cen- tralbyråns beräkningar, bör därvid även jus- tering ske för kostnadsförändringar som in- träffat under byggnadstiden för projekt som upphandlats med indexklausul eller löpande räkning liksom för projekt i egen regi. Om en påtaglig förändring i den genomsnittliga byggnadstiden för ett bostadshus inträffar föreslår kommittén att motsvarande anpass— ning vidtas av det för indexberäkningarna erforderliga beräkningsunderlaget. De på slutpris baserade indexberäkningarna för pa— ritetstalen förutsättes som angivits i det före— gående bli utförda på grundval av särskilda regressionsberäkningar avseende ett efter färdigställandetidpunkten periodiserat ob- servationsmaterial.

Även då det gäller byggnadsprisindex för ekonomisk analys måste omperiodiseringar ske. Kommittén föreslår att beräkning av kvartalsindex för ekonomisk analys, vilken skall avse under visst kvartal utförd bygg- nadsproduktion, skall ske genom omperio— disering av data från en kvartalsvis beräk- nad index med anknytning till tidpunkten för preliminärt beslut om bostadslån. Index- en i fråga skall avse byggnadspriset för hus- byggnad och grund. För den föreslagna me» todiken för omperiodiseringen redogörs i det följande.

Först beskrives ett fall där omperiodise» ringen sker med utnyttjande av individuell in— formation om varje hus. För hus med fast pris utan indexreglering föreslås omperiodise— ringen ske därigenom, att den prisnivå som en- ligt de ursprungliga indexberäkningarna gäller- för det kvartal då preliminärt beslut beviljades i den omperiodiserade indexen antages gälla för vart och ett av de kvartal under vilket hu- set är under byggnad.

I de fall överenskommelse om indexregle- ring träffats, föreslås att hänsyn tas till detta genom uppräkning av indextalen för påbör- jandetidpunkten för ifrågavarande bostadshus med faktorprisindex korrigerad med hänsyn till de normer som normalt tillämpas vid kost- nadsreglering av byggnadsentreprenader.1 In- dextalen för de bostadshus för vilka byggnads- arbete pågått under ifrågavarande tidsperiod vägs sedan samman till ett genomsnittligt in- dextal för kvartalet. Detta sker med vikter som utgörs av skattningarna av de under perioden för respektive hus nedlagda kostnaderna; dessa kan därvid med fördel approximeras genom att uttryckas i antal lägenheter. Fördelningen av kostnaderna över tiden föreslås ske med ut- gångspunkt i den enkla förutsättningen att ned- lagt arbete fördelar sig jämnt över bostads- husens byggnadstid. De på detta sätt beräknade indextalen omräknas så att index för basåret blir 100.

I detta exempel har förutsatts att man känner till förutom tidpunkt för preliminärt beslut och påbörjandetidpunkt även färdigställandetid- punkten för alla hus som beräkningen omfat- tar. Det kan man givetvis inte göra förrän byg- get är avslutat och rapporterats färdigställt. Man måste därför först arbeta med antagan— den om byggnadstiderna, vilka kan behöva jus- teras då faktiska uppgifter senare framkommer. Till följd härav kan justeringar i tidigare kvar- talsindextal komma att behöva göras.

Det bör påpekas att man, om man kan nöja 'sig med lägre approximationsgrad, inte behöver utföra ovan nämnda omperiodisering för varje bostadshus för sig. Om man exempelvis förut- sätter att byggnadstiden för alla bostadshus är lika med den genomsnittliga och att denna är tolv månader, dvs. fyra kvartal, kommer, för ett visst kvartal, byggnadsarbeten att ha ned- lagts för bostadshus som påbörjats under fem olika kvartal. En enkel approximationsmetod erhålls om man vid indexberäkningarna utgår från den genomsnittliga påbörjandetidpunkten samt antar att denna ligger i kvartalets mitt- punkt och att den approximativt sammanfal- ler med tidpunkten för preliminärt beslut. In- dextalet för nedlagt arbete för ett visst kvartal erhålls då genom sammanvägning av indextal representerande prisnivån för bostadshus som påbörjats under nämnda fem olika kvartal. Indextalen skall dock därvid ha korrigerats för att en viss andel av bostadsproduktionen sker med indexreglering av anbudskostnaderna. Vid sammanvägning av indextalen avseende andra, tredje och fjärde påbörjandekvartalen används totala antalet lägenheter i ifrågavarande bo- stadshus, medan indextalen för under det första och det femte kvartalet påbörjade lägenheter endast bör vägas in i beräkningen med halva summan av antalet lägenheter. Om den genom-

snittliga byggnadstiden avviker från tolv måna- der, och om det föreligger ett icke negligerbart tidsavstånd mellan tidpunkt för preliminärt be- slut och påbörjandetidpunkt, kan metoden mo- difieras med hänsyn härtill men blir i så fall något mera komplicerad. Även andra mera förfinade approximationsmetoder kan utarbe- tas, exempelvis metoder där man utan att be- höva genomföra individuella kalkyler för varje hus dock genom ett approximativt förfarande kan ta hänsyn till att det förekommer en sprid- ning i byggnadstidernas längd.

Kommittén föreslår att beräkningar till en början utförs i enlighet med den först angivna mera ambitiösa metoden som förutsätter sär- behandling av varje särskilt hus. Parallellt här- med bör försök göras med approximativa för— faranden för att undersöka huruvida några skillnader mellan metodernas resultat uppkom- mer. Därest det därvid visar sig att de approxi- mativa förfarandena under varierande förut- sättningar ger tillfredsställande approxirnations- grad kan dessa användas löpande och den mera ambitiösa metoden vid sporadiska uppfölj- ningar. '

I princip är det möjligt att beräkna årsin- dex för ekonomisk analys såsom ett medel- tal av de omperiodiserade kvartalsindexta- len. Kommittén anser emellertid att ett så- dant förfaringssätt inte bör tillämpas för årsindexen, bl. a. därför att denna även skall ligga till grund för beräkning av delindexar. Kommittén föreslår att till grund för beräk- ning av denna index skall genomföras sär- skilda regressions- och viktsberäkningar ba- serade på observationer som individuellt omperiodiserats till att avse under respektive år utförd produktion. I det följande beskrivs hur underlaget för dessa beräkningar skall erhållas.

Med kännedom om byggnadstidens längd görs för varje bostadshus en approximativ pe— riodisering av de nedlagda kostnaderna på olika år, varvid förutsättes att byggnadskostnadema fördelar sig jämnt under byggnadstiden. Mot- svarande proportionella uppdelning görs även av de förklarande variablerna till att gälla under ifrågavarande period nedlagt arbete. Vid beräk- ningarna av de slutliga indexarna på grundval av slutpris är det möjligt att slutgiltigt genom- föra dessa kalkyler, eftersom påbörjande- och

1 För närvarande tillämpas i allmänhet den regeln att 9/10 av entreprenadsumman regleras med entreprenadindex, medan 1/10 är oför- ändrad.

”färdigställandetidpunkterna då är kända för alla bostadshus. Vid de preliminära beräkning- arna måste färdigställandetidpunkten skattas för den del av populationen för vilken man ännu icke känner denna tidpunkt.

Kommittén anser att vid framställning av det erforderliga underlaget för de preliminära byggnadsprisindexberäkningarna kan göras vis- sa förenklande antaganden t.ex. beträffande byggnadstidens längd på samma sätt som vid beräkningen av kvartalsindex. Underlaget för de preliminära indexberäkningarna bör vidare korrigeras för sådana prisförändringar som sker under byggnadstiden enligt samma förfarings- sätt som föreslagits bli tillämpat vid beräkning av den kvartalsvisa byggnadsprisindexen för ekonomisk analys — med en för ändamålet särskilt anpassad faktorprisindex.

De på detta sätt skattade byggnadspriserna för pågående arbeten under viss tidsperiod för olika bostadshus läggs sedan till grund för in- dexberäkningarna, i princip för såväl regres- sionsberäkningarna som den senare samman- vägningen med hjälp av regressionsuttrycken.

6.2.7. Begynnelseår och publiceringsbas

I och för sig skulle det, särskilt för den ekonomiska analysen, vara av stort intresse orn byggnadsprisindex kunde beräknas re- troaktivt för ett eller ett par decennier. För paritetstalen måste de på slutpris baserade beräkningarna genomföras fr. o. m. hus fär- digställda 1967.

För att beräkningarna skall kunna genom- föras krävs det, med de metoder som kan komma i fråga, ett förhållandevis omfat- tande arbete med preparering av underlaget. En sådan preparering sker numera löpande i anslutning till statistiska centralbyråns lå- neobjektsstatistik. Tillgång till ett för index- beräkningar i huvudsak färdigställt material finns sålunda för såväl flerfamiljshus som gruppbyggda småhus för de låneobjekt som erhållit preliminärt lånebeslut 1968 eller se- nare. Ett motsvarande material för flerfa— miljshus är under uppläggning för hus fär- digställda 1967 eller senare. Med hänsyn till den omläggning av låneblanketterna som ge- nomfördes fr. om. 1968 — och som samti- digt innebar en förbättring av materialets användbarhet för indexberäkningar _ vore det från beräkningstekniska synpunkter lämpligast om beräkningarna icke berörde år före 1968. Ett för indexberäkningar pre—

parerat material finns emellertid även för låneobjekt som fick preliminärt beslut 1966 och 1967, nämligen dels för länken 1966— 1967 det urval som kommittén använt i sina försöksberäkningar, dels därutöver för 1967 det material som statistiska centralbyrån ut- nyttjat vid de provisioriska beräkningarna för paritetstalen. Däremot skulle det inne- bära ett omfattande och dyrbart beräknings- arbete om man i efterhand skulle utföra be- räkningar för år före 1966. Därtill kommer att kvaliteten i beräkningarna med hänsyn till de under tidigare år sämre underlagen torde bli lägre.

Av betydelse i detta sammanhang är ock- så frågan om valet av publiceringsbasår för de nya prisindexarna. Kommittén anser att samtliga nu föreslagna byggnadsprisindexar skall utgå från samma publiceringsbas. Av vad som framgått ovan är valmöjligheterna därvidlag begränsade. Eftersom bland index- talen även skall ingå serier avseende priser- na för pågående arbeten kan prisindex av nämnt slag utföras tidigast för året 1967, om inte ytterligare material skall bringas in i beräkningarna. 1967 är alltså det första år som skulle kunna väljas såsom gemen- samt basår för de olika här föreslagna in- dexserierna.

Enligt vad kommittén under hand erfarit räknar statistiska centralbyrån med att för ett flertal indexberäkningar i framtiden väl- ja ett gemensamt basår. I så fall bör enligt kommitténs uppfattning detta år väljas som publiceringsbasår även för de föreslagna byggnadsindexberäkningarna, under förut- sättning att det inte blir fråga om ett år tidigare än 1967. Statistiska centralbyrån har hittills räknat med att för ändamålet välja 1968, vilket lämpar sig väl även för byggnadsindexberäkningarna. Nyligen har emellertid FN:s statistiska kontor i samar- bete med sekretariaten för vissa andra in- ternationella organisationer beslutat använ— da 1970 som publiceringsbasår för sina in- dexar och icke 1968, Vilket skulle ha valts om tidigare praxis följts. Det är för när- varande oklart om detta kommer att föran- leda statistiska centralbyrån att frångå sina preliminära planer.

Tabell 6.1 Förslag till byggnadsprisindexberälmingar

Producent- Byggherreorienterad orienterad Husbyggnad, Husbyggnad Husbyggnad grund o. mark och grund Husbyggnad och grund Ekonomisk Tids- Ekonomisk Paritetstal analys koefficient analys Kvar- Kvar- Kvar- Kvar— År tal År tal År tal År tal

FLERFAMILJSHUS

Beräkning på uppgifter i preliminär ansökan Preliminärt beslut 0 0 0 X1 X Färdigställda hus X2 Pågående produktion 0 X3 X2 X' ' X

Beräkning på uppgifter [ slutlig ansökan Färdigställda hus X 0 0 Pågående produktion 0 X3 X3 ' X

GRUPPBYGGDA SMÅHUS

Preliminärt beslut 0 O 0 X1 Färdigställda hus Pågående produktion 0 X& X2 0 X

1 För denna index skall nivåindexar beräknas för geografiska områden, projektbelägenhet (exploa- terings- och saneringsområden), byggherrekategorier, upphandlingsformer,entreprenadformer, prisbe- stämningssätt samt för projektstorlekarna 50 resp. 1 000 lägenheter. 2 Indexen är inte direktberäknad utan approximeras genom omperiodisering av annan index (se- avsnitt 6.2.6). 3 För denna index skall delindexar (tidsindexar) beräknas för geografiska områden samt projekt-— belägenhet (sanerings- och exploateringsområden). ' Denna index efterfrågas i första hand för ekonomisk analys.

Mot ett val av 1970 som basår för bygg- nadsprisindexarna föreligger den invänd— ningen att slutgiltiga kalkyler för hus färdig- ställda detta år och därmed även för de slut- liga indextalen avseende tidigare år ej kan fixeras förrän omkring årsskiftet 1973/74. Vidare syns 1970, med hänsyn till de förhål- landevis kraftiga prisrörelserna i vissa pris— serier detta år, mindre lämpligt.

Mot bakgrund av vad som ovan anförts föreslår kommittén att byggnadsprisindex för paritetstalen beräknas från och med 1967, medan övriga föreslagna serier — även kvartalsserierna — beräknas från och med 1968.

6.2.8. Sammanfattning av kommitténs förslag

I tabell 6.1 sammanfattas huvuddragen i

kommitténs förslag beträffande olika bygg- nadsprisindexar. Marketing med X inne- bär att ifrågavarande index enligt förslaget skall beräknas och publiceras regelbundet. Det föreligger emellertid möjligheter att för en liten merkostnad utföra beräkningar för en viss indexserie på grundval av samtliga förekommande byggnadspriser. Kommittén anser det vara av stort intresse att jämfö- relser av olika slag kan göras t. ex. av pris- utvecklingen mellan två tidpunkter för bygg- nadsprisindexar beräknade på grundval av anbudspriser respektive slutpriset. Då så- dana jämförelser bl. a. fordrar att indexarna avser samma byggnadsprisbegrepp föreslås sådana ytterligare regressionsberäkningar komma till stånd. I tabell 6.1 har dessa till- kommande beräkningar markerats med 0. Även vissa andra indextal, vilka icke mar- kerats i schemat, bör i den mån de kan

erhållas till låg extra kostnad — lämpligen beräknas av statistiska centralbyrån såsom underlag för en kvalitetskontroll och kon- sistensprövning av beräkningssystemet. För undvikande av sammanblandningar och and- ra missförstånd bör dock inte andra än de med X markerade serierna publiceras lö- pande. Olika statistikkonsumenter skall dock som föreslagits ovan — på särskild begäran kunna få ta del av andra utförda beräk- ningar.

6.3. Metoder för kvalitetsvärdering vid beräkning av byggnadsprisindexar

6.3.1. Principiella överväganden

Det strategiska problemet vid beräkning av byggnadsprisindexar är problemet att för den population av byggnader som beräkningar- na skall avse isolera prisutvecklingen från den kvalitetsmässiga utvecklingen. Som pro- blemet formulerats i det föregående (kapi- tel 2) sönderfaller det i tre delproblem. Det första delproblemet gäller från vilken syn- punkt kvalitetsbegreppet skall betraktas, dvs. vem som skall göra kvalitetsbedöm- ningen. Det andra gäller vilka kvalitetsegen- skaper eller kategorier av kvalitetsegenska- per som därvid bör beaktas. Det tredje del- problemet gäller hur ifrågavarande kvalitets- egenskaper skall värderas.

Vid beräkning av byggnadsprisindexar för tidskoefficienten, paritetstalen och den bygg- herreorienterade indexen för ekonomisk analys bör, såsom redan framhållits, kvali- tetsbedömningen enligt kommitténs uppfatt- ning ses från byggherrens (fastighetsäga- rens) synpunkt. De egenskaper som då bör beaktas är dels utrymmes- och utrustnings- standard och olika mark- och miljöfakto- rer, dvs. förhållanden som den slutlige kon- sumenten (den boende) kan väntas uppfatta som kvalitetsfaktorer, dels egenskaper som bestämmer drifts- och underhållsekonomin. Även av samhället påbjuden standard bör enligt kommitténs uppfattning i detta sam- manhang betraktas såsom kvalitetsfaktorer. Det gäller exempelvis brandutrustning och skyddsrum samt av sociala skäl ställda krav

på bostäderna, t.ex. kraven på egenskaper som underlättar boendet för handikappade etc.

Även livslängden hos bostadshuset är av betydelse för byggnadspriset och utgör från byggherrens (fastighetsägarens) synpunkt en kvalitetsfaktor. Vad som här avses är livs- längden hos grund, bjälklag, ytterväggar etc., dvs. delar som i allmänhet har en mycket lång såväl fysisk som ekonomisk liVSlängd, Trots detta ingår inte någon variabel som direkt representerar bostadshusets livslängd i kommitténs i det följande (avsnitt 6.4) läm- nade förslag till variabler som bör beaktas vid kvalitetsbedömningen. Ett uppenbart skäl härtill är givetvis, att det inte finns någ- ra tillgängliga uppgifter som kan anses ge någon klar indikation om livslängden. Där- till kommer att förändringar i livslängden inom de marginaler som kan vara aktuella har förhållandevis liten betydelse för bygg— nadspriset. Därtill torde kunna antagas att livslängden är korrelerad med andra egen- skaper hos byggnaderna till vilka föreslås att hänsyn tas i indexmodellen. Exempel på så— dana egenskaper är lägenhetsstorlek, under- hållsekonomi, geografisk belägenhet etc. En annan faktor av väsentlig betydelse för livs- längden hos en byggnad som bör nämnas i detta sammanhang är byggnadens flexibili- tet. Med detta avses graden av anpassnings- möjlighet för byggnaden och de i denna be- lägna lokalerna till nya alternativa använd- ningsområden. Faktorer som ökar flexibili- teten är flyttbara innerväggar, bärande pelar- system etc. Hänsyn till detta kan i viss ut- sträckning tas inom ramen för tillgängliga data. Kommittén anser det av nämnda skäl inte nödvändigt att i byggnadsprisindexbe- räkningarna särskilt beakta eventuella för— ändringar i bostädernas genomsnittliga livs— längd.

Vid beräkning av den producentoriente- rade byggnadsprisindexen för ekonomisk analys skall kvalitetsvärderingen i princip göras med utgångspunkt i produktions- kostnaderna. Såsom förklarats i det före— gående måste i praktiken åtskillnaden mel- lan den byggherre- och den producentorien- terade indexen begränsas till att gälla valet

av de variabler vilkas effekt skall elimineras vid indexberäkningen. Eftersom alla de ovan angivna kategorierna av variabler som från byggherresynpunkt bör betraktas som kva- litetsvariabler också har direkt betydelse för produktionskostnaden, bör effekten av för- ändringar i dem elimineras även i den pro- ducentorienterade indexen. Därutöver bör även effekten av vissa andra kostnadspå- verkande faktorer som får betraktas som givna från producentens synpunkt elimine- ras. Exempel härpå är förskjutningar i byg- gandets sammansättning med hänsyn till re- gional fördelning, byggherrekategori, hustyp, grundläggningssätt, projektstorlek m.m. En närmare specificering av dessa variabler lämnas i avsnitt 6.6.3.

6.3.2. Val av kvalitetsrensningsmetod

Kommittén har i det föregående diskuterat och praktiskt prövat flera olika statistiska metoder med syfte att söka fastställa sam- band mellan bostadshusens kvalitetsegenska- per och deras byggnadspriser. De försöks- beräkningar som utförts har skett enligt fem huvudkategorier av modeller benämn- da den multipla regressionsmodellen (MR), faktorregressionsmodellen (FR), pantvärde- modellen (PV), överkostnadsmodellen (ÖK) samt kvalitetselementmodellen (KE). Redan i analysen av resultaten i kapitel 5 har kom— mittén kommit fram till vissa slutsatser be- träffande de olika modellkategoriernas an- vändbarhet för ändamålet. Sammanfatt- ningsvis innebär dessa slutsatser följande.

MR—modellen är överlägsen FR-model- len. Inbördes korrelationer mellan olika för- klarande variabler av det slag och den om- fattning som är en förutsättning för att FR- modellen skall vara att föredraga framför MR-modellen synes icke föreligga (se av- snitt 5.4.2.2). Faktorregressionsmetoden är också relativt oprövad såsom analysmetod i jämförelse med en multipel regressions- metod.

Kommittén har vidare funnit att ÖK-mo- dellen är överlägsen KE—modellen. Båda mo- dellerna kan sägas innebära att man söker förklara variationer i överkostnaden (pris/

pantvärde) med utnyttjande av ett antal klassificeringsvariabler. I ÖK-modellen an- vänds därvid ett regressionsförfarande. I KE-modellen korsklassificeras materialet med utgångspunkt i ifrågavarande variab- ler. Indextal beräknas sedan för varje cell i det korsklassificerade materialet, varefter indextalen sammanvägs till en totalindex. Försöksberäkningarna visade att denna kors- klassificering av materialet kan ge upphov till ett betydande bortfall av observationer,. eftersom vissa celler kommer att sakna observationer vid någon av jämförelseperio- derna. Även vid ett förhållandevis begrän— sat antal klassificeringsvariabler blir KE- modellen därigenom påtagligt underlägsen ÖK-modellen. Denna skillnad mellan model— lerna ökar med en ökning av antalet va-— riabler.

Sålunda kvarstår tre huvudtyper av mo- deller nämligen MR—modellen, PV-modellen och ÖK-modellen. De med dessa modeller genomförda försöksberäkningarna har enligt: kommitténs uppfattning givit tillfredsställan— de resultat. Närliggande resultat har erhållits, med de tre modellerna. Precisionen synes. acceptabel och är ungefär densamma i alla. tre modellerna. Enligt kommitténs uppfatt- ning torde de alla tre i och för sig vara möj— liga att tillämpa för löpande byggnadsprisin— dexberäkningar för bostadshus.

MR-modellen innebär att man medelst ett regressionsförfarande söker förklara den prisvariation som föreligger mellan de olika observationerna i materialet med ett stort antal variabler karakteriserande husets kva- litetsegenskaper och vissa andra prisförkla— rande faktorer.

PV- och ÖK-modellerna är i sin utform- ning inbördes mycket likartade. Båda inne— bär i princip att man söker förklara variatio- nerna i byggnadspriset med utgångspunkt i dels pantvärdet (modifierat i vissa avseen— den) dels i form av klassificeringsvariabler vissa prisförklarande faktorer vilka icke in- går i pantvärdet, men till vilka hänsyn en- ligt kommitténs uppfattning bör tas vid in- dexberäkningarna (se avsnitt 5 .5.2). Skillna- den mellan dessa två modeller är att regres- sionsberäkningarna i PV-modellen sker med

»pris per rn2 våningsyta» som beroende va- riabel, medan de i ÖK-modellen sker med »pris per pantvärdekrona» som beroende variabel.

MR-, PV- och ÖK-modellerna täcker med den utformning av dem som kommittén tillämpat i princip i botten samma för- klaringsunderlag. Den fundamentala skillna- den ligger däri att värderingen av de olika kvalitetsegenskapema värderingstalen -— i MR-modellen i princip erhålles ur det sta- tistiska materialet självt genom regressions- beräkningen, medan värderingstalen i PV- och ÖK-modellerna utgöres av de enhets- belopp som bostadsstyrelsen tillämpar vid pantvärdeberäkningarna. I PV- och ÖK- modellerna representerar således pantvärdet alla de olika kvalitetsegenskaper som i MR- modellen mera direkt representeras av va- riabler för olika egenskaper. Underlaget är i samtliga fall de redovisningar av husens egenskaper som finns registrerade i låne- ansökningsmaterialet.

Såsom en ytterlighet skulle man i fallet med MR-modellen kunna tänka sig att alla de i låneansökan registrerade uppgifterna, vilka också används som underlag för pant- värdeberäkningen, infördes som fristående förklarande variabler i modellen. Detta är emellertid inte möjligt i praktiken. Antalet sådana uppgifter är nämligen mycket stort, omkring 200. Samtidigt som antalet variab- ler i så fall skulle bli ohanterligt stort torde flertalet av variablerna var för sig inte ge ett signifikant bidrag till förklaringen av va- riationen i byggnadspriserna. I vissa fall (vid delindexberäkningama) är ett sådant förfa- rande för övrigt uteslutet med hänsyn till att antalet observationer på vilka beräkning- arna skall baseras är alltför litet. För att regressionsberäkningarna skall kunna ge- nomföras måste nämligen antalet observa— tioner överstiga antalet förklarande variab- ler.

Det är således nödvändigt att i MR-mo- dellen begränsa antalet variabler. Detta kan i princip ske enligt två olika förfaranden. Antingen kan man inskränka sig till ett på något lämpligt sätt utformat urval av va- riabler, eller också kan man slå samman va-

riablerna avseende detaljutrustning etc. till större variabelkomplex. Den förra metoden innebär betydande risker, då det torde före- ligga en inbördes korrelation mellan vissa av de enskilda detaljvariablema. Till följd härav skulle de i beräkningen medtagna va- riablerna nämligen komma att representera icke enbart sig själva utan även på visst sätt de uteslutna variabler med vilka de är kor- relerade. Om dessa korrelationsförhållanden inte är stabila över tiden, kan detta ge upp- hov till missvisande variationer i de skat- tade värderingstalen. Risk föreligger också för att de orepresenterade kvalitetsegenska- pema, som tillsammans kan representera förhållandevis betydande kostnadsbelopp, kan få en från de representerade avvikande utveckling. Detta kan -— beroende på hur urvalet skett -— ge upphov till systematiska fel eller i varje fall slumpfel som kan vara betydande eller besvärande stora. I försöks- beräkningarna har kommittén i stället valt att reducera variabelantalet genom sam- manslagningar. Sålunda bildades exempel- vis variablerna för utrustningsstandard ge- nom att enhetsvärdebeloppen i pantvärdet för olika utrustningsdetaljer (tvättmaskiner, kylskåp etc.) summerades (se avsnitt 5 3.2).

Om MR-modellen skall tillämpas bör en- ligt kommitténs uppfattning begränsningen av antalet variabler ske genom samman- slagningar. Detta förutsätter tillgång till vår- deringstal för de variabler som skall sam- manslås. I försöksberäkningarna användes, som nämnts, för ändamålet de enhetsvär- den som ligger till grund för pantvärdebe- räkningarna. Med denna utformning av MR-modellen är skillnaden mellan denna och PV- och ÖK-modellerna den, att me— dan enhetsvärdena tillämpas fullt ut i de sistnämnda modellerna, tillämpas de endast inom Vissa från varandra fristående varia- belblock i MR-modellen. I MR-modellen finns därigenom en kvarstående flexibilitet såtillvida som värderingsrelationerna mellan dessa block skattas ur materialet, medan de i PV- och ÖK-modellerna är helt bundna av de enhetsvärden som tillämpas vid pant- värdeberäkningen. En sådan flexibilitet är av betydelse från flera synpunkter, bl. a. vid

Såsom kommittén redovisat i avsnitt 5.6.2.3 bör delindexberäkningar baseras på regressionsberäkningar utförda för varje del- indexgrupp för sig och icke på en regres— sionsberäkning avseende hela landet. Skälet härtill är att det, enligt av kommittén ut- förda test, synes föreligga icke negligerbara skillnader mellan de olika delindexgrupper- na vad gäller sambandet mellan byggnads- priserna och de förklarande variablerna. Ett utnyttjande av enhetsvärdena från pantvär- deberäkningarna såsom värderingstal strider mot denna slutsats, eftersom detta innebär att ett för hela landet enhetligt värderings- system tillämpas även vid delindexberäk- ningarna. Den större flexibilitet som MR- modellen erbjuder jämfört med PV- och ÖK-modellerna är således en fördel från denna synpunkt.

I de av kommittén på basis av ett upp- delat material utförda försöksberäkningar- na visar det sig, att för vissa delindextal beräkningarna enligt PV- och ÖK-modeller- na uppvisar en icke oväsentligt högre pre- cision än de motsvarande beräkningarna en- ligt MR-modellen. Detta torde bero på att antalet skattade parametrar var betydligt färre i de förra modellerna. Helt naturligt har nämnda förhållande större betydelse för delindexar än för totalindexar, ty när ma— terialet är litet kommer förlusten av frihets- grader1 att få betydelse för indextalens pre- cision, på det sätt som denna här enligt sed- vanliga formler beräknats. Denna högre pre- cision är emellertid endast skenbar. Vid ovan beskrivna jämförelse mellan MR-mo- dellen å ena sidan och PV- och ÖK-model- lerna å andra måste nämligen hållas i min- net att de sistnämnda modellerna utnyttjar utifrån givna värderingar av olika kvalitets— egenskaper. Dessa betraktas som exakta vär- den. Den osäkerhet i statistisk mening, som måste antagas föreligga även vid estimation av bostadsstyrelsens enhetsvärden, kommer därför inte till uttryck i medelfelsskattning- en. Under i övrigt lika omständigheter kom- mer MR-modellen att ge den bättre anpass- ningen till ett givet statistiskt material. Det- ta innebär att om enhetsvärdena i pantvär-

det bestämdes genom en särskild regressions- analys skulle indextal erhållas med högre precision (lägre medelfel) än indextalen be— räknade på basis av de ursprungliga PV- och ÖK-modellerna. MR-modellen är såle- des från statistisk estimationssynpunkt över- lägsen PV- och ÖK-modellerna.

Även andra skäl talar enligt kommitténs uppfattning gör MR-modellen. Det kunde visserligen synas rimligt att utnyttja en PV- eller en ÖK-modell vid beräkning av bygg- nadsprisindexar för tidskoefficient och pari- tetstal eftersom dessa indexar skall utnytt- jas för uppräkning av belopp med direkt anknytning till bostadshusens pantvärden. Kommittén anser emellertid MR-modellen vara att föredraga även i dessa samman- hang, därför att de framräknade regres- sionskoefficienterna utgör en neutral vär- dering av olika kvalitetsegenskaper hos bo- stadshusen. Enhetsvärdena i låneunderlag och pantvärde har däremot tillkommit för att utnyttjas i en administrativ process. Även om bostadsstyrelsen enligt nu gällande prin- ciper strävar efter att, vid fastställandet av olika enhetsvärden, endast beakta byggnads- ekonomiska synpunkter, kan inga garantier ges för att enhetsvärdena i framtiden inte kan komma att utnyttjas såsom instrument för att styra bostadsproduktionen i en från bostadspolitiska synpunkter önskvärd rikt- ning. En sådan styrning skulle göra enhets- värdena olämpliga som värderingsnormer i indexberäkningarna.

Av de skäl som ovan anförts anser kom— mittén att MR—modellen i princip är att föredraga framför PV— och ÖK-modellerna vid kvalitetsvärderingarna i framtida bygg- nadsprisindexberäkningar. Om man i MR- modellen som skett vid försöksberäkning- arna beg'ränsar antalet variabler genom sam- manvägning av detaljuppgifter med utnytt- jande av bostadsstyrelsens enhetsvärden när- mar man sig visserligen PV-modellen. Även kvalitetsvärderingen i MR-modellen skulle då kunna påverkas av om dessa enhetsvär- den användes för bostadspolitisk styrning.

1 Antalet frihetsgrader är lika med antalet observationer i materialet minus antalet i regres- sionen skattade parametrar.

Om sammanvägningarna inskränks till ut- rustningsdetaljer och variabler mellan vilka tekniska samband råder är dock risken för att en sådan styrning skall ha nämnvärd ef- fekt på indexberäkningarna begränsad. Skul- le skäl härför föreligga kan för övrigt inom dessa begränsade delar en övergång lätt ske till värderingstal vilka är frikopplade från bostadsstyrelsens enhetsvärden.

Kommittén föreslår sålunda, att MR-mo- dellen skall användas för beräkning av fö- reslagna byggnadsprisindexar samt att där- vid erforderliga begränsningar i variabelan— talet vidtages genom att sammanvägningar av vissa variabler utföres. Som vikter före- slås därvid de i pantvärdeberäkningarna ut- nyttjade enhetsvärdena tills vidare komma till användning. Den i praktiken tillämpade metoden kan därigenom ses som en kom- promiss mellan en renodlad MR-modell och en PV-modell. I avsnitt 6.4 lämnas detalje- rade förslag till variabelurval och variabel- utformning.

6.4. Variabelurvalet 6.4.1 Allmänt

Kommitténs i det föregående redovisade försöksberäkningar avser flerfamiljshus med preliminärt beslut om bostadslån åren 1966 och 1967. Sedan dess har en översyn och utbyggnad av blanketterna för låneansökan skett. Den nya blanketten innebär att möj- ligheterna att basera indexberäkningar på det ifrågavarande materialet förbättrats. Dessa möjligheter bör utnyttjas vid index- beräkningarna.

Då det gäller s.k. gruppbyggda småhus har vissa försöksberäkningar utförts inom statistiska centralbyrån. Kommittén anser att dessa beräkningar, trots att de är förhållan- devis mindre omfattande (bl.a. med hänsyn till variabelantal) än de beräkningar kom- mittén utfört för flerfamiljshus, givit tillräck- ligt belägg för regressionsmetodens använd- barhet som kvalitetsrensningsmetod för små- hus. De kombinerade erfarenheterna av centralbyråns ifrågavarande undersökningar och kommitténs försöksberäkningar avseen-

de flerfamiljshus ger enligt kommitténs upp— fattning underlag för ett konkret förslag an- gående variabelurval och beräkningsmetodik även beträffande gruppbyggda småhus.

Kommittén framlägger i föreliggande av- snitt detaljerade förslag till variabelurval med utgångspunkt i de blanketter som utnyttjats år 1969 vid ansökan om statligt bostadslån för flerfamiljshus och gruppbygg- da småhus. Blanketterna är i huvudsak de- samma för 1970 och 1971. Även av andra skäl än blankettomläggningen har viss över- syn företagits av variabelurvalet i jämförel- se med det urval kommittén prövat vid sina försöksberäkningar. Sålunda har kommittén, av skäl som tidigare framhållits, funnit lämpligt att företaga en viss omstrukture- ring av variabeluppsättningen med utgångs- punkt i erfarenheterna av de genomför- da beräkningarna och allmänna övervägan- den beträffande kostnadsstruktur m. m. Det- ta innebär att i vissa fall sammanslagningar gjorts av variabler som hölls isär i de tidi- gare beräkningarna, men som föreföll inne- bära en onödigt hög detaljeringsgrad. På andra punkter har skett en uppdelning av vissa stora variabelkomplex. Framförallt gäl- ler dessa uppdelningar de variabler som av- ser utrustningsstandarden.

Som framgått av det föregående föreslår kommittén att byggnadsprisindexberäkning- arna skall utföras med början fr. 0. m. 1968, undantaget den byggnadsprisindex som skall ligga till grund för det första slutliga pari- tetstalet. För denna index krävs beräkningar även för hus färdigställda 1967. Omlägg- ningen av blanketterna för låneansökan skedde fr.o.m. 1968. Beräkningarna för första länken i byggnadsprisindex för pari- tetstalen och för ekonomisk analys måste delvis baseras på ett äldre material. Om den i det följande föreslagna variabellistan skul- le utnyttjas för dessa beräkningar baserade på de tidigare årgångarna, skulle det förut— sätta att omfattande kompletteringar gjor- des genom förnyad datainsamling. Kom- mittén anser en sådan komplettering vara utesluten både av praktiska och kostnads- mässiga skäl samt bedömer de beräkningar som kan utföras på det tidigare materialet

vara för ändamålet acceptabla. Kommittén förordar sålunda att beräkningar för det första året baseras på de mera begränsade variabelurval som uppgifterna i då aktuella låneblanketter ger möjlighet till.

Kommittén vill understryka att förelig— gande förslag till variabellista inte är att be- trakta som ett för framtiden slutgiltigt för- slag. Självklart kan förändringar i såväl bo- stadshusens kvalitetsegenskaper som de spe- cifikationsmöjligheter som föreligger vid kvantifiering av olika kvalitetsegenskaper föranleda ändringar i variabelurvalen. Givet— vis kan också förändringar behöva företas till följd av erfarenheter som vinnes vid de fortsatta beräkningarna. Till följd av olika omständigheter kan det i framtiden komma att framstå såsom angeläget att i beräkning- arna även ta hänsyn till variabler som inte ingår i pantvärdet och inte heller anses böra göra det och därför inte erfordras som un- derlag för lånebehandlingen. I så fall bör en komplettering av beräkningsunderlaget vid- tas. Det kan t. ex. bli nödvändigt att insamla uppgifter i särskild ordning, om man skulle finna anledning att reducera eller på annat sätt från här aktuella synpunkter för— sämra kvaliteten i de uppgifter som inhäm- tas för lånebehandlingen. Kommittén anser inte att någon komplettering av dataunder— laget är erforderlig för närvarande för att byggnadsprisindexberäkningar skall kunna utföras, men finner det angeläget att denna fråga bevakas och att variabelurvalet fort- löpande ses över.l

6.4.2. Byggnadsprisvariablerna

Byggnadsindexberäkningarna skall — enligt kommitténs förslag utföras på grundval av tre skilda byggnadspriser, nämligen pris för enbart husbyggnad, pris för husbyggnad och grund samt pris för husbyggnad, grund och mark.

Kommittén föreslår att dessa prisbegrepp i beräkningarna fixeras till att omfatta ne- danstående kostnadsposter i kostnadssam- manställning och redovisning av entrepre- nadanbud (blanketterna 691 och 692) i bo— stadslångivningen.

Pris för husbyggnad

Byggnadsarbeten

Målning inklusive tapeter VVS-installationer Del i panncentral eller anslutningsavgift för fjärrvärme Elektrisk installation Hissar

Vinterkostnad

Finplanering och öppna bilplatser Parkeringsdäck

Ränte- och kreditivkostnader

Konsult- och kontrollarvoden

Byggherrens administrationskostnader

Pris för husbyggnad och grund

Pris för husbyggnad enligt ovan Grundläggning och grovplanering

Pris för husbyggnad, grund och mark

Pris för husbyggnad och grund enligt ovan Köpeskilling för mark Gator (vägar) samt anslutningsavgift för

vatten och avlopp Rivning av äldre hus (nettokostnad) Lagfarts— och inteckningskostnader Anslutningsavgift för elektrisk energi Evakueringskostnader

I ovanstående prisbegrepp föreslås att i »köpeskillingen för mark» inkluderas, för- utom den egentliga köpeskillingen, för mark såld av kommun även förekommande be- lopp för kommunal utjämning med avdrag för eventuellt bidrag föranlett av höga grund- läggnings- och grovplaneringskostnader. Om marken upplåtits med tomträtt upptas i stål- let för köpeskillingen den kapitaliserade tomträttsavgälden. För grundläggnings- och grovplaneringskostnaderna redovisas alltid den faktiskt angivna kostnaden utan beak- tande av eventuella bidrag.

Värdet av konstnärlig utsmyckning som

1 För beräkning av funktionsprisindex före- slår kommittén dock i det följande, avsnitt 6.8, att uppgifter i framtiden skall inhämtas om an- talet sovplatser.

finns upptagen på låneblanketten föreslås inte ingå i byggnadspriserna på grund av svårigheter att här göra en kvalitetsbedöm— ning.

Motsvarigheten till ovanstående byggnads- priser definieras analogt i de fall byggandet skett i egen regi eller på löpande räkning dvs. när kostnadsredovisningen är baserad på en kalkyl i stället för på anbud.

6.4.3. De förklarande variablerna 6.4.3.1 Inledning

I det följande redovisas variabellistor —- en för flerfamiljshus och en för gruppbyggda småhus för de förklarande variabler som föreslås skola användas vid regressionsbe- räkningarna. Vissa av variablerna, såsom olika slag av ytor, omkrets, k-värden etc., mäts genom kvantitativa uppgifter, andra är klassningsvariabler (0,1 variabler).

De variabler som förekommer i variabel- listorna - och som i regressionsanalysen syf- tar till att förklara variationen i byggnads- priserna —- omfattar, av skäl som utveck- lats i det föregående, både variabler som från byggherresynpunkt kan betraktas som kvalitetsvariabler och variabler som icke har denna karaktär. Gränsen mellan dessa bäg- ge variabeltyper är givetvis svår att fixera på ett invändningsfritt sätt. I nedanstående variabellistor synes i första hand alla under rubrikerna I—VI redovisade variabler kun- na betraktas som kvalitetsvariabler sett från byggherrens synpunkt. Alla dessa variabler bör. eftersom de har konsekvenser för bygg- nadskostnaderna, beaktas även vid beräkning av den producentorienterade indexen. Flera skäl föreligger till att de övriga variabler som sammanförts till en grupp VII, och vil- ka huvudsakligen utgörs av klassningsvariab- ler, föreslås tagas med vid regressionsanaly- sen, trots att de inte från byggherrens syn- punkt är att betrakta som kvalitetsvariabler. Ett skäl är att flera av dessa variabler från produktionssynpunkt är förenade med olika kostnader. Effekter av förskjutningar i dessa variabler skall sålunda elimineras vid beräk- ning av den producentorienterade byggnads- prisindexen. Ett annat skäl för medtagandet

av dessa variabler även vid regressionsberäk- ningarna för de byggherreorienterade in- dexarna är att detta kan väntas höja pre- cisionen i övriga regressionskoefficienter. Ett tredje skäl är att det kan vara önskvärt att registrera förskjutningar i dessa variabler vid beräkningar av kvalitetsindex.

Som framgår av avsnitt 6.3.2 har kom— mittén funnit det lämpligt att vissa av de ursprungliga från blanketterna hämtade va- riablerna sammanvägs till större variabelen— heter med de vid pantvärdeberäkningarna använda enhetsvärdena som vikter. Förelig- gande avsnitt lämnar inte upplysning om alla detaljer beträffande utformningen av variablerna. Såvitt gäller variablerna i av— snitten I—VI lämnas en mera detaljerad re- dovisning av förslaget i bilaga 8.

6.432. Variabelurval för flerfamiljshus I. Utrymmes- och planlösningsstandard

Utrymmesstandarden hos byggnaden före— slås representerad av variablerna

Våningsyta (inklusive lokaler klass I och II i våningsyta)

Biutrymmesyta (inklusive lokaler i biutrymmesyta)

Variabeln biutrymmesyta utgör en samman- vägning av ett kostnadsmässigt mera diffe- rentierat urval av variabler i bostadsstyrel— sens lånehandlingar.

Av betydelse från standardsynpunkt är inte bara en viss ytas storlek utan även hur denna är disponerad. Nedanstående variab- ler föreslås medtagas för att förekommande skillnader på grund av bostädernas olika an- vändning och planering skall bli beaktade.

Lokaler klass I Lokaler klass II

Lokaler klass III Antal lägenheter (totalt)

Antal rumsenheter (exklusive kök) Antal extra toaletter Antal kokvrår Antal kokskåp

Antal lägenheter utan kök Antal lägenheter utan bad

II. Utrustningsstandard

I de i kapitel 5 redovisade försöksberäkning- arna uppdelades utrustningsstandarden i tre huvudkategorier av variabler, nämligen stan- dard i lägenheter, standard i fastigheten i övrigt och standard i lokaler. Kommittén anser emellertid efter fortsatta övervägan- den att nämnda indelning är mindre lämp- lig att använda vid indexberäkningarna. Den tar nämligen inte hänsyn vare sig till att de skilda standardkategorierna omfattar komponenter som sinsemellan kan ha vä- sentligt olika prisutveckling eller till behovet av att kunna utföra en mera nyanserad ana- lys av bostadsstandardens förändringar (se avsnitt 6.8 om funktionsprisindex och kva- litetsindex).

Kommittén föreslår därför en ytterligare uppdelning av ovan nämnda huvudkategorier av utrustningsstandard i följande variabler.

Standard i lägenheterna Byggnadsarbeten VVS-utrustning Elutrustning och övrig utrustning

Standard i fastigheten Byggnadsarbeten Elutrustning och övrig utrustning

Standard i lokaler Byggnadsarbeten

Standard på bilplatser

Detaljer beträffande variablernas innehåll framgår av bilaga 8. Variablema förutsätts bildas genom addition av värdet av ifråga- varande kvalitetselement i pantvärde räk- nat i en viss tidpunkts prisnivå. De för när- varande gällande priserna avser 1.1.1970.

III. Omslutningsytor, drifts- och underhållsekonomi

I det följande görs åtskillnad mellan tre hu- vudgrupper av variabler, nämligen sådana avseende översta bjälklag, ytterväggar samt värme— och ventilationsanordningar. Faktorer som bestämmer drifts— och un- derhållsekonomi för översta bjälklaget och som kommittén anser böra beaktas i regres- sionsberäkningarna är yta av översta bjälk-

lag, takbeläggning och bjälklagets värmeiso— leringsförmåga (k—värde). Det föreslås att variablerna bildas ur följande kategorier av grunddata.

Översta bjälklag över våningsyta Takbeläggning av tegel Takbeläggning av papp Takbeläggning av plåt eller asbestce- ment Takbeläggning av annat slag k-värde för översta bjälklag Översta bjälklag över biutrymmen, isolerad Översta bjälklag över biutrymme, oisolerad

I syfte att begränsa variabelurvalet före- slås en sammanvägning av yta av översta bjälklag och k-värde med hänsyn tagen till takbeklädnaden. Variabler bildas på så sätt att för varje observation vägs yta av översta bjälklag (beaktande förekommande takbe- läggning) samt k-värde )( yta översta bjälk- lag samman med bostadsstyrelsens enhets- värden för dessa variabler. För k-värdet ut- nyttjas vid sammanvägningen den av bo- stadsstyrelsen tillämpade formeln (0,50-k) - 40 X antalet m2 Hbi.1 Med hjälp av bo- stadsstyrelsens enhetsvärden vägs även iso- lerad yta av översta bjälklag över biutrymme samman med motsvarande oisolerade tak- yta. Ovan uppräknade sju variabler begrän- sas då till fem stycken.

Egenskaper av intresse för kvalitetsbe- dömningen av ytterväggar är väggbeklädna- den, k-värdet, väggens vikt exklusive fasad- skikt. En uppdelning av väggbeklädnaden med hänsyn tagen till k-värdet föreslås ske dels på våningsyttervägg vid våningsyta re- spektive våningsyttervägg vid biutrymmes- yta, dels dessutom om väggens vikt (exklu- sive fasadskiktet) över— eller understiger 80 kg/m2. För ytterväggen beaktas även i bäg- ge fallen antalet löpmeter yttervägg. Den se- nare variabeln har betydelse när det gäller planeringen av de i bostadshuset ingående lägenheterna. Ett avlångt hus ger möjlighe- ter till genomgående lägenheter och därmed fler fönster än ett kvadratiskt hus, som för en given yta har mindre omkrets.

1 Med Hbi avses horisontell byggnadsyta brutto, inklusive omslutande väggar (enligt bo- stadsstyrelsens definition).

. _ _M— _..n__._a__ ..

. 'g'—.; =-'T— :-

När det gäller ytterväggsbeklädnad före- slås att åtskillnad görs mellan fasadtegel, puts och annan.

Det föreslås att variablerna bildas ur föl- jande grunddata. Yttervägg våningsyta Antal lm fasadtegel vikt (exklusive fa- sadskikt) S 80 kg/m2 Antal lrn fasadtegel vikt (exklusive fa- sadskikt) > 80 kg/m2 Antal lm puts (exklusive fasadskikt) S 80 kg/m2 Antal lm puts (exklusive fasadskikt) > 80 kg/m2 Antal lm annan beklädnad (exklusive fasadskikt) S 80 kg/m2 Antal lm annan beklädnad (exklusive fasadskikt) > 80 kg/m2 k-värde för yttervägg

Yttervägg biutrymmesyta Antal lm fasadtegel k-värde 5 0,8 Antal lm fasadtegel k-värde > 0,8 Antal lm puts k-värde 5 0,8 Antal lm puts k-värde > 0,8 Antal lm annan beklädnad 5 0,8 Antal lm annan beklädnad k—värde > 0,8

I likhet med det förfaringssätt som till- lämpades för översta bjälklag föreslås bil- dandet av kombinationsvariabler. Sålunda sammanvägs i ett första steg, medelst bo- stadsstyrelsens enhetsvärden, antal löpmeter våningsyttervägg med mot denna svarande k-värde. För k—värdet utnyttjas vid samman- vägningen formeln (0,50—k) X 120 X lm Vb.1 I syfte att ytterligare begränsa antalet variabler bildas i ett andra steg en enda variabel för varje typ av ytterväggsbekläd- nad genom sammanvägning av variabelvär- dena för yttervägg med olika vikt (exklusive fasadskiktet). Som vägningstal utnyttjas bo- stadsstyrelsens enhetsvärden. Detta utförs både för våningsyttervägg och yttervägg vid biutrymmesyta. De ovan uppräknade tret- ton variablerna begränsas på detta sätt till sex.

Värme- och venlilationsanordningar före- slås representerade i regressionsanalysen av

k—värde

två grupper av klassningsvariabler. För vär- meanordning föreslås sålunda att åtskillnad görs mellan

Oljeeldning S 2 000 m2 fdy2 Oljeeldning > 2 000 m2 fdy2

Fjärrvärme Elvärme Annat system

Ventilationsanordningar föreslås represen- terade av

Mekanisk ventilation Mekanisk ventilation med förvärmd friskluft

IV. Anpassbarhet

Av betydelse när det gäller bostadshusets livslängd är att de i huset belägna lägenhe- terna i framtiden kan anpassas till nya krav beträffande bostadsstandard eller hushålls- typ eller till annan funktion, t. ex. som kon- torshus eller förvaltningsbyggnad. I nu före- liggande låneunderlags- och pantvärdeberäk- ningar har inte någon särskild hänsyn tagits till bostadslägenheternas anpassbarhet. De enda variabler som har betydelse för bo- stadshusets anpassbarhet och för vilka upp- gifter föreligger i den till låneansökan foga- de tekniska beskrivningen gäller bärande del. Byggnader med bärande ytterväggar är därvid i princip mera anpassbara till nya funktioner än byggnader med enbart bäran- de innerväggar. Som indikationer på bostads- husets anpassbarhet föreslås följande klass- ningsvariabler avseende bärande del.

Pelarsystem Yttervägg och innervägg Innervägg Yttervägg och pelarsystem.

Flerfamiljshus med enbart ytterväggar som bärande del förekommer för närvarande inte i nyproduktionen.

1 lm Vb = längd väggyta eller längd vånings- hög vägg, brutto mätt utvändigt på yttervägg (enligt bostadsstyrelsens definition).

2 fdy = fördelningsyta.

V. Tomtstandard

Markens kvalitet kan karakteriseras genom dess läge, byggbarhet och planering. De in- dikatorer på läget som ingår i materialet för bostadslångivningen är variablerna geo- grafisk belägenhet och uppgift om projekt- belägenhet inom exploaterings- eller sane- ringsonaråde. Kommittén föreslår att dessa indikatorer används; de behandlas i avsnitt VII Övriga variabler.

Markens karaktär är av avgörande bety- delse för grundläggningskostnaderna. Det synes därför konsekvent att behandla mar- ken som en produktionsfaktor. Jämsides med att kvalitetsegenskapema hos andra produktionsfaktorer och inputvaror värde— ras borde således även markens kvalitets— egenskaper från byggbarhetssynpunkt beak- tas. För den byggnadsprisindex (inklusive mark) som skall beräknas för paritetstalen skall värderingen emellertid göras från bygg— herrens synpunkt. Eftersom denne i princip inte borde vara benägen att betala ett hög- re belopp för en byggnad (inklusive mark) med vissa bestämda kvalitetsegenskaper, om denna byggs på en från byggbarhetssynpunkt sämre mark, skulle man vänta sig att ett högre byggnadspris inklusive grundläggning men exklusive mark av nämnda anledning skulle motsvaras av ett lägre markpris. I så fall skulle inga variabler avseende mar- kens byggbarhet behöva tas med i regres- sionen med byggnadspriset för enbart hus— byggnad och husbyggnad inklusive grund och mark.

Resultatet av de genomförda regressions- beräkningarna med ett totalt byggnadspris (inklusive mark) visar emellertid att det existerar en statistiskt säkerställd korrela- tion mellan detta pris och vissa av grund- läggnings— och markvariablerna (se avsnitt 5.3.4). Detta ger en indikation på att pris- bildningen på mark icke fungerar så att den utjämnar olikheter i markens byggbar- het. Även om grundläggnings- och mark- variablerna inte kan betraktas som kvalitets- variabler från byggherresynpunkt föreslås därför att de medtages i regressionsanaly- sen. En uppräkning av ifrågavarande va-

riabler görs nedan under avsnitt VIId.

De enda variabler som förekommer i bostadslångivningen som indikation på tomt— standarden i övrigt är

Tomtyta Uteplats (terrass i anslutning till lägenhet).

Dessa variabler föreslås medtagas i re— gressionsanalysen. Kommittén anser att det i och för sig vore önskvärt med fler va- riabler, som ger uttryck för i vilket skick den färdigplanerade marken befinner sig, och hur den utnyttjas. Genom att mark- priserna i mycket hög grad bestäms genom kommunalpolitiska beslut, som sker obe- roende av varandra inom de olika kommu- nerna, torde emellertid samvariationen mel- lan priset för den exploaterade marken och dess kvalitetsegenskaper sett över hela lan- det komma att bli jämförelsevis låg. Förkla- ringsvärdet hos sådana variabler kan därför väntas bli ringa. Under sådana förhållanden synes det därför inte vara anledning att för byggnadsprisindexberäkningarna föreslå en komplettering av de i bostadslångivningen förekommande variablerna med ytterligare uppgifter avseende markstandard.

VI. Bilplatser

Kommittén föreslår tre skilda variabler för bilplatser, nämligen

Antalet grusbelagda bilplatser Antalet permanentbelagda bilplatser Antalet parkeringsdäck

Dessa variabler kan i princip ses som en kombination mellan en klassningsvaria- bel (typ av bilplats) och en kvantitativ va- riabel (antalet bilplatser). Bilplatser i ga- rage föreslås ingå i variabeln lokalyta, klass III, därest icke speciell garagebyggnad finns.

VII. Övriga variabler a) Geografisk belägenhet

Beroende på byggnadsprisernas olika nivå i skilda delar av landet föreslår kommit— tén en uppdelning av beräkningsunderlaget i sex geografiska områden. En avgörande

princip vid denna uppdelning bör vara dels att områden med ungefär samma relativa prisnivå sammanförs, dels att geografiskt sammanhängande områden erhålls. Sam- tidigt finns expertgruppens för regional ut- redningsverksamhet och statistiska central- byråns rekommendation av en enhetlig in- delning av landet i riksområden. Beaktan- de ovanstående samt behovet av samord- ning föreslår kommittén följande indelning.

Område I Stor-Stockholm Område II Stor-Göteborg Område III Malmö-Lundregionen Område IV Länsregion I (Y, Z, AC, BD) Område V Länsregion 11 (C, D, E, N, P, R, S, T, U, W, X samt delar1 av B och 0) Område VI Länsregion III (F, G, H, I, K, L, M)2

b) Projektbelägenhet

De av kommittén genomförda regres- sionsberäkningarna visar att det föreligger en avsevärd prisskillnad mellan från stan- dardsynpunkt likvärdiga exploaterings- och saneringsobjekt. I och för sig kan det häv- das att denna prisskillnad är ett uttryck för en kvalitetsskillnad, nämligen som tidigare nämnts för bostädernas läge.

Det föreslås att för särskiljande av dessa två grupper av objekt införes en klassnings- variabel för

Exploateringsområde Saneringsområde

c) Projektstorlek

Vid beräkning av den producentorientera- de indexen bör åtskillnad göras mellan pro— jekt av olika storlek. Behovet föreligger ock- så av att kunna studera om byggnadspriser-

1 Här avses de delar som ej ingår i område I och II. 2 Exklusive Malmö—Lundregionen

na varierar med projektstorleken. De ut- förda försöksberäkningarna antyder att un- der i övrigt lika omständigheter har stora projekt i genomsnitt lägre byggnadspriser per m2 våningsyta än mindre projekt. Pro- jektstorleken föreslås representerad av va- riabeln

Antalet lägenheter i projektet

Av regressionsberäkningar som utförts in- om statens institut för byggnadsforskning framgår att en bättre regressionsanpassning erhålles om variabeln antalet lägenheter i projektet logaritmeras. Kommittén föreslår därför att variabeln används i logaritme- rad form.

(1) Hustyp

Vid beräkning av producentorienterade byggnadsprisindexar bör eventuella genom- snittliga kostnadsförändringar förorsakade av sådana förskjutningar i byggnadens sam- mansättning, som producenten inte kan på- verka, ej slå ut som prisförändringar. Det kan även från ekonomisk-analytisk syn- punkt vara av intresse att kunna jämföra byggnadspriser och prisutvecklingen för vis- sa olika grupper av hus. Till denna kategori av gruppering hör en indelning efter hus- typ. Kommittén föreslår att följande klass- ningsvariabler för hustyp införs i regres- sionsanalysen

Lamellhus Punkthus Loftgångshus Annat hus

e) Förekomst av pålning samt olika grund— läggningssätt

En fördyrande omständighet vid byggnads- produktionen är om pålning måste vidtas, innan grundläggningsarbetet kan utföras. Därför föreslås att som en särskild klass- ningsvariabel medtas uppgift om förekomst av

Pålning Som indikator på olika grundläggnings-

förhållanden föreslås att klassningsvariabler för nedanstående grundläggningssätt med— tas i regressionsanalysen

Plintar Grundmur Plattor Kombinerat grundläggningssätt Annat

Kombinerat grundläggningssätt innebär i praktiken flera variabler, eftersom olika kombinationer är möjliga. Dessa kombina- tioner av två eller tre grundläggningssätt bör ingå som separata variabler.

I de av kommittén genomförda försöks- beräkningarna prövades även en uppsätt- ning klassningsvariabler representerande markens beskaffenhet från byggbarhetssyn- punkt (se avsnitt 5.3.2). Dessa variabler tor- de i huvudsak ge uttryck för förhållanden som avspeglas i olika utformning av grund- läggningssättet. Kommittén har därför an- sett det tillräckligt att de senare variablerna medtas i regressionsanalysen för att förklara den del av byggnadsprisernas variation som beror på olika grundläggningskostnader.

f) Byggherrekategori

Av samma skäl som ovan anförts beträf— fande hustyp bör variabler införas för åt- skiljande av olika byggherrekategorier. Föl- jande klassningsvariabler föreslås för ända- målet.

Enskild byggherre Kooperativ byggherre Allmännyttig byggherre

g) Platsbygge1 — monteringsbygge

Från ekonomisk-analytisk synpunkt är det av intresse att kunna följa prisutvecklingen för platsbyggda respektive monteringsbygg- da hus. Det föreslås därför att som en sär- skild variabel medtages

Platsbygge Monteringsbygge

b) Entreprenadform, upphandlingsform, prisbestämningssätt

Vid beräkning av den producentorienterade indexen bör åtskillnad göras mellan olikhe- ter med avseende på rubricerade förhål- landen. Dessa variabler har även stort in- tresse från ekonomisk-analytisk synpunkt. Följande variabler föreslås för att karakte- risera dessa förhållanden

För entreprenadform Egen regi Totalentreprenad Generalentreprenad Delad entreprenad

För upphandlingsform Egen regi Öppen anbudsräkning Inbjuden anbudsräkning Förhandlingsentreprenad Kalkylentreprenad Annat upphandlingssätt

För prisbestämningssätt Egen regi Fast pris med indexreglering Fast pris utan indexreglering (fixt pris) Löpande räkning Annat

Variabeln >>egen regi» förekommer i alla tre grupperna ovan. I regressionsberäkning- arna skall den givetvis medtas endast en

gång.

6.4.3.3 Variabellista för gruppbyggda småhus

Det variabelurval för gruppbyggda småhus som föreslås i det följande överensstämmer i väsentliga delar med variabelurvalet för flerfamiljshus. Endast i de fall avvikelse förekommer görs en särskild kommentar. I övrigt hänvisas till motiveringen för fler— familjshus.

1 Med platsbygge avses här att minst två av byggdelarna ytterväggar, bärande innerväggar, pelare eller bjälklag tillverkats på byggnads- platsen. Om så inte är fallet klassas bygget som monteringsbygge.

h*m'

Utrymmesstandarden föreslås representerad av två variabler, nämligen

Våningsyta för bostäder Biutrymmesyta

Variabeln biutrymmesyta utgör en sam- manvägning av ytor av olika standard på sätt som framgår av bilaga 8.

Planlösningsstandarden föreslås represen- terad av variablerna

Antal rumsenheter Antal extra toaletter Antal badrum

Av betydelse från såväl utrymmes- som planlösningssynpunkt är vindsstandard, an- talet våningsplan samt förekomsten av käl- lare.

För vindsstandarden föreslås variablerna

Inredningsbar vind Förrådsvind Vind saknas

För våningsplan föreslås variablerna

l-planshus 1 1/2-planshus 2-planshus 1/2 + 1 plan (sluttningshus) Annat hus

För källare föreslås variablerna

Hel källare Delvis källare Källare saknas

II. Utrustningsstandard

Standard i lägenheten Byggnadsarbeten VVS—utrustning El- och övrig utrustning

Standard i fastigheten Byggnadsarbeten

Variablema föreslås bildade på liknande sätt som för flerfamiljshus (se bilaga 8).

III. Omslutningsytor, drifts- och under- hållsekonomi

Beträffande översta bjälklag och ytterväg- gar samma som för flerfamiljshus.

För värmeanordning föreslås variablerna

Panna i huset för Oljeeldning Panna i huset för kokseldning Elvärme

Fjärrvärme

IV. Anpassbarhet

Följande variabler föreslås avseende bä- rande del

Yttervägg Yttervägg + innervägg

V. Tomtstandard

Tomtyta

VI. Bilplatser

För bilplatser föreslås variablerna

Antal grusbelagda bilplatser Antal permanentbelagda bilplatser Antal bilplatser med skärmtak

VII. Övriga variabler

a) Geografisk belägenhet Samma som för flerfamiljshus.

b) Projektbelägenhet Samma som för flerfamiljshus.

c) Projektstorlek Samma som för flerfamiljshus.

d) Hustyp För hustyp föreslås följande klassificering Friliggande hus Radhus Kedjehus

Parhus

e) Förekomst av pålning samt olika grund- läggningssätt. Samma som för flerfamiljshus.

f) Byggherrekategori Samma som för flerfamiljshus.

g) Platsbygge—monteringsbygge Samma som för flerfamiljshus.

h) Entreprenadform, upphandlingsform, prisbestämningssätt Samma som för flerfamiljshus.

6.5. Regressionsberäkningarna 6.5.1 Beräkningsenhet

I de av kommittén utförda försöksberäk— ningarna utnyttjades det enskilda huset som enhet. I de fall då flera olika hustyper fö- rekom inom ett och samma låneobjekt, med- togs i beräkningsunderlaget ett hus av var- je hustyp. Byggnadsprisuppgifterna för de medtagna husen beräknades därvid på så sätt att anbudskostnaderna för låneobjektet delades upp på de olika hustyperna med hjälp av pantvärdet för dessa. De sålunda framräknade observationerna är inte sta- tistiskt oberoende av varandra, vilket i prin- cip krävs att de skall vara vid regressions- analysen. Detta krav talar för att beräk- ningarna i stället skall utföras med låne- objektet som enhet. En annan komplikation uppstår emellertid med denna beräknings- enhet, eftersom regressionsberäkningar en- ligt vad kommittén föreslagit (se avsnitt 6.2.6) bör utföras med en periodisering som anknyter till förhållanden som gäller huset. Anknytningarna till hus som är un- der byggnad eller färdigställts förutsätter sålunda dels att ifrågavarande enskilda hus identifieras, dels att låneobjekten och de- ras priser kan uppdelas på de enskilda hu- sen.

De enskilda husen kan identifieras i bo- stadsbyggnadsstatistiken, ur vilken månads- visa uppgifter kan erhållas om tidpunkterna för bostadshusens påbörjande och färdig- ställande.

Uppdelning av låneobjektens priser på de enskilda bostadshusen föreslås ske i enlig- het med samma principer som tillämpades i de försöksberäkningar som utförts av kommittén (se avsnitt 5.3.1). Detta inne- bär att låneobjektets pris för byggnader (exkl. finplanering och bilplatser) fördelas på de olika husen i proportion till motsva- rande pantvärde. Ett sådant finns uträknat i lånehandlingarna för varje hus för sig.

Markkostnaderna fördelas proportionellt på de olika husen i låneobjektet med hjälp av våningsytan. Kostnader för grund, finpla- nering och bilplatser fördelas med hjälp av fördelningsytan. Vidare måste, i de fall anbudspriser eller indextal grundade på an- budspriser utnyttjas, och anbuden försetts med indexklausul, en omräkning ske dels för kostnadsförändringar från tidpunkten för anbudsgivningen till igångsättningen (prel. beslut), dels för kostnadsförändringar under byggnadstiden. Den senare uppräk- ningen är av betydelse vid beräkning av in- dexar för pågående eller färdigställda hus.

Genom summering av på ovan beskrivet sätt beräknade byggnadspriser för olika hus eller delar av hus, vilka erhållit preli- minärt beslut om bostadslån, pågår eller fär- digställts under viss tidsperiod, och som till— hör ett och samma låneobjekt, erhålls app— roximativt oberoende observationer för byggnadspriserna. För de i regressionsbe- räkningarna ingående förklarande variab- lerna konstrueras häremot svarande variab- ler.

6.5.2. Beräkningarnas uppläggning och genomförande

Av de förslag till beräkning av olika bygg- nadsprisindexar som lämnats i det föregåen- de framgår att särskilda indexberäkningar bör utföras för dels flerfamiljshus, dels gruppbyggda småhus. Dessa föreslås beräk- nade kvartalsvis och årsvis samt avse bygg- nadspriserna för husbyggnad, grund och mark, för husbyggnad och grund samt för enbart husbyggnad. Periodanknytningen för ifrågavarande indexar är under viss tidspe— riod träffade preliminära beslut om bostads- lån, pågående byggnadsarbeten eller färdig- ställda hus. Beräkningsunderlaget är anbuds- priser eller slutpriser.

Trots att vissa av indexberäkningarna skall utföras kvartalsvis behöver regressions- beräkningar, som närmare framgår av av- snitt 6.6.1, endast utföras på basis av be- räkningsunderlag som hänför sig till ett helt år. Regressionsberäkningar skall enligt förslaget i det föregående utföras med så-

väl olika enhetsavgränsning som olika pe- riodanknytning.

Både den årsvisa och den kvartalsvisa byggnadsprisindexen för tidskoefficienten beräknas direkt på grundval av anbudspri- ser för bostäder som erhållit preliminärt beslut om bostadslån. Den årliga prelimi- nära byggnadsprisindexen för ekonomisk analys för flerfamiljshus och den årliga byggnadsprisindexen för ekonomisk analys för gruppbyggda småhus beräknas på grund- val av regressions- och viktsberäkningar ut- förda på observationer som avser värdet av under viss period utförd produktion, men som erhållits genom omperiodisering av an- budspriset för varje enskild observation. Byggnadsprisindexen för de preliminära pa- ritetstalen samt de kvartalsvisa byggnads- prisindexarna för ekonomisk analys däremot beräknas genom omperiodisering av index— tal för bostäder som erhållit preliminärt be- slut om bostadslån under viss tidsperiod.

Byggnadsprisindexen för det slutliga pa- ritetstalet liksom den slutliga byggnadspris- indexen för ekonomisk analys för flerfa- miljshus beräknas på grundval av regres- sions— och viktsberäkningar utförda på ob- servationer hämtade från slutlig ansökan och avseende i det förra fallet bostäder som färdigställts under viss tidsperiod och i det senare fallet under aktuell period pågående husbyggnader.

De av kommittén genomförda försöks- beräkningarna har utförts med byggnads- priset per m2 våningsyta som beroende va- riabel. Härigenom synes man ha kunnat undvika de problem som vid regressions- analysen kan vållas av att det föreligger en storleksvariation mellan observationerna (se avsnitt 5.3.3.2). Kommittén föreslår därför att en sådan beräkningsenhet används även i de framtida beräkningarna, och att där- vid som normeringsvariabel för såväl fler- familjshus som småhus — utnyttjas varia- beln våningsyta (inkl. lokaler klass I och II i våningsyta). Detta innebär, att för varje observation byggnadspriset och alla förkla- rande kvantitativa variabler (med undan- tag för variabeln projektstorlek) skall divi- deras med ifrågavarande våningsyta.

Det föreslås vidare att en linjär funk- tionsform utnyttjas vid regressionsberäk- ningarna med det undantaget, att variabeln projektstorlek (av i avsnitt 6.4.3.2 anförda skäl) föreslås införd i logaritmerad form. Försöksberäkningarna har inte visat, att sambanden mellan någon eller några av de beroende variablerna och byggnadspriset skulle vara sådant, att det icke godtagbart kan approximeras med en linjär funktion.

De test avseende sambandet mellan bygg- nadspriset för husbyggnad, grund och mark och de förklarande variablerna som utförts av kommittén i anslutning till de genom- förda regressionsberäkningarna, och för vil- ka redogörs i avsnitt 5.6.2.2 samt i bilaga 5, avsnitt 3, visar att det föreligger icke negligerbara skillnader mellan olika delin- dexgrupper vad gäller sambandet mellan byggnadspriserna och de förklarande va- riablerna. Kommittén föreslår därför, att medan totalindextal beräknas på grundval av regressionsuttryck som omfattar hela ma— terialet, delindextalen skall beräknas på ba- sis av regressionsuttryck som avser respek- tive delindexgrupp. Förslag angående me- tod för beräkning av nivåindex lämnas i avsnitt 6.6.1. I anslutning till de genomförda försöksbe- räkningarna av en byggnadsprisindex har även beräknats medelfel för vissa totalin— dextal och delindextal (se avsnitten 5.5.5 och 5.6.2.3). Kommittén anser det vara an- geläget att möjlighet skapas till bedömning av olika indextals precision, och föreslår att medelfelsberäkningar i framtiden utförs lö- pande för samtliga byggnadsprisindexar. För indextal som publiceras bör uppgifter om medelfel publiceras samtidigt. Av kommit- tén utarbetade formler och program för medelfelsberäkningar finns dokumenterade i kommitténs arbetsmaterial och torde kunna utnyttjas vid de framtida beräkningarna.

6.5.3. Vissa frågor rörande urvalet av variabler för regressionsanalysen

Kommittén har föreslagit att indexberäk- ningar och därigenom regressionsberäkning- ar skall utföras för olika byggnadsprisav-

gränsningar. Det skulle kunna finnas anled- ning att använda något olika urval av för— klarande variabler för de olika byggnads- prisbegreppen. Det synes sålunda rimligt om variabler som utgör mått på tomtstan- dard endast ingår i de beräkningar som av- ser det pris i vilket marken ingår, dvs. pri- set för husbyggnad, grund och mark. På motsvarande sätt synes det rimligt om va- riabler som utgör indikatorer på markens byggbarhet, dvs. olika grundläggningssätt, endast ingår i regressionen med byggnads- priset för husbyggnad och grund. Vid de försöksberäkningar som genomförts, kunde emellertid konstateras att det förelåg sta- tistiskt säkerställd korrelation mellan vissa av de variabler som representerade grund- läggningssätt och samtliga de tre använda byggnadspriserna. När beräkningarna av- såg byggnadspriset för enbart husbyggnad fanns det anledning att misstänka att detta berodde på att ifrågavarande byggnadspri- ser inte var fullständigt rensade från grund- läggningskostnaderna. Vad gäller beräkning- ar med totalpriset (husbyggnad, grund och mark) torde korrelationen med grundlägg- ningsvariablerna förklaras av att priserna på byggnadsmark i stor utsträckning be- stäms genom kommunalpolitiska beslut och icke genom fri marknadsprisbildning. I var- je fall i en perfekt fungerande konkurrens- marknad borde det nämligen, då det gäller totalpriset, inte föreligga någon skillnad mellan från kvalitetssynpunkt identiska bo- stadshus, även om grundläggningskostnader- na för ifrågavarande hus är olika. Mot bak- grund av att korrelation konstaterats före- ligga mellan samtliga i beräkningarna prö- vade byggnadspriser och variabler för olika grundläggningssätt föreslår kommittén, att variablerna för dessa tas med i regressions- beräkningarna med samtliga byggnadspris- avgränsningar.

Kommittén föreslår vidare för undvikan- de av onödiga beräkningstekniska kompli- kationer att även de variabler som är av- sedda att utgöra indikatorer på tomtstan- dard ingår i regressionen med samtliga bygg- nadsprisavgränsningar, fastän dessa variab- ler endast borde ingå i beräkningar omfat-

6.6 Beräkning av indextal 6.6.1 Val av indexformler

I kapitel 2, avsnitt 2.2.3 har utretts vilka fördelar och nackdelar som från tekniska synpunkter är förknippade med de olika in— dexformler som i första hand kan komma ifråga i sammanhanget. Det har därvid kon- staterats att vad som betecknats P- och Pk- indexar av beräkningstekniska skäl och, då det gäller kvartalsindex, av precisionsskäl är att föredra framför L- och Lk-indexar. Det har dock samtidigt konstaterats att L-indexar är att föredra framför P—indexar då det är fråga om att studera prisutvecklingen, efter- som de senare men inte de förra ändras så— som en följd av förändringar i kvantiteterna även om priserna är oförändrade. Det om- vända förhållandet gäller i de fall det pri- märt är fråga om att studera volymutveck- lingen, dvs. att använda prisindexarna för deflateringsändamål. Pk-index liksom den beräkningstekniskt underlägsna Lk-index är användbara för båda ändamålen.

En första fråga som bör ställas och som icke behandlats i kapitel 2 är frågan om vilka krav på indexformel som kan här- ledas ur de ändamål indexarna skall tillgo- dose. Denna fråga behandlas nedan.

Tidskoefficienten skall användas för att till en aktuell prisnivå anpassa den genom- snittliga nivån hos enhetsvärdena, vilka fast- ställts i en tidigare periods prisnivå. Det är här fråga om att anpassa dem till det bostadsbyggande som sker under den ak- tuella senare perioden. Det principiellt rik- tiga synes därvid vara att för denna an- passning utnyttja en P-indexserie med pris- bas1 i den period för vilken enhetsvärdena är kalkylerade och vikter hämtade från den aktuella perioden.

Paritetstalen skall användas för att anpas— sa priser för äldre årgångar av hus till ak- tuell prisnivå. Det principiellt riktiga synes

1 Härmed avses det år 0 i t. ex. uttrycket (2.16), avsnitt 2.2.1.3, med vilket prisjämförelser- na görs för alla indextal i serien.

i detta fall vara att för en viss årgång ge- nomföra uppräkningen med en indexserie som har sin bas det är denna årgång av hus färdigställdes. Vad som skulle erfordras vore en särskild L—index för varje årgång med pris- och viktbas i färdigställandeåret.

I den ekonomiska analysen förekommer ett flertal frågeställningar, som kräver olika slag av indexar. Då det är fråga om in- dexar för deflatering ligger det närmast till hands att använda en P-index. Resultatet blir nämligen då en volymindex av L-typ, dvs. en index som anger volymutvecklingen i en pris- nivå hänförlig till ett bestämt år. Då det gäller analys av prisutvecklingen, torde det däremot ofta vara naturligt att välja en L- index. Pris- och viktba'såret kan i dessa fall behöva variera med frågeställningen.

Av diskussionen ovan framgår att de ur de aktuella frågeställningarna härledda kra- ven på val av indexformel varierar starkt. Om dessa varierade krav skulle tillgodoses genom att särskilda, till de olika ändamålen anpassade, indexberäkningar skulle utföras skulle resultatet bli ett mycket stort antal indexserier. Såsom betonats i kapitel 2, tor- de skillnaderna mellan resultatet av beräk- ningar baserade på olika i detta samman- hang aktuella indexformler, oftast vara för- hållandevis små, även jämfört med de brist- fälligheter av andra slag som i praktiken måste komma att vidlåda beräkningarna. Kommittén anser det mot denna bakgrund angeläget att antalet indexserier begränsas. Därvid bör vid valet av indexformler de i sammanhanget föreliggande tekniska och praktiska omständigheterna spela en väsent- lig roll.

Ovan har endast diskuterats s.k. lång- periodiska indexserier. Såsom tidigare fram- hållits, får man räkna med fortlöpande för- ändringar av underlaget för beräkningarna. Därigenom kan uppstå betydande praktiska svårigheter att beräkna långperiodiska L- och P-indexar. I själva verket torde — om man får döma av erfarenheter från tidigare år — jämförelseunderlaget snabbt bli urhol- kat vid långperiodiska jämförelser. Detta är en följd av dels ändringar i byggnadernas utformning, dels ändringar i beräkningsun-

derlaget, vilka icke kan överbryggas annat än genom komplicerade kalkyler som ändå måste bli förhållandevis grova. Detta talar för att kedjeindexar bör väljas. Genom sådana indexar uppnås också den fördelen att viktsystemen hålls aktuella vilket för många ändamål där det är fråga om att göra jämförelser över förhållandevis kor- ta tidsspann är en påtaglig fördel.

Kommittén föreslår efter ovan redovi- sade överväganden, att byggnadsprisindex av tidsindextyp skall beräknas som en kedje- index med årsvisa länkar.

I valet mellan Lk- och Pk-indexar torde frågan om de krav som kan härledas från indexarnas användning vara av förhållande- vis underordnad betydelse. Från teknisk syn- punkt kan både Lk-- och Pk-indexar komma till användning, eftersom underlag som möj- liggör beräkningar av byggnadsprisindextal föreligger samtidigt för bägge indextyperna. En viktig omständighet, som enligt kommit- téns uppfattning talar för Pk-indexar vid beräkning av byggnadsprisindex, är att det från precisionssynpunkt är fördelaktigt att använda denna indexkonstruktion vid de kvartalsvisa beräkningarna. Indextalen för de olika kvartalen under ett år kan nämligen då beräknas på grundval av regressionsut- trycket för föregående år samt de genom- snittliga variabelvärdena för de olika kvar- talen. Detta ger indextal med en högre pre- cision (mindre medelfel) än om beräkning- arna gjordes på basis av regressionsuttryck för de olika kvartalen och de genomsnitt- liga variabelvärdena för föregående år (Lk- indexar). Kommittén föreslår av dessa skäl att de kvartalsvisa byggnadsprisindexarna beräknas såsom Pk-indexar. För att kon- sistens skall erhållas mellan de kvartalsvi- sa och årsvisa beräkningarna föreslår kom— mittén att även årslänkarna för övriga bygg- nadsprisindexar beräknas som Plc-indexar.

Kommittén anser det angeläget att man av kvalitetskontrollskäl beräknar även Lk- indexar. Skulle Lk- och Pk-indexarna kom- ma att skilja sig starkt över längre perioder, kan det vara en indikation på att valet av indexformer bör övervägas. Metoder för att korrigera beräkningarna för eventuella syste-

matiska avvikelser från långperiodiska kan då behöva utarbetas.

Då det gäller nivåindexar bör, som kom- mittén motiverat i avsnitt 5.6.3.2, valet stå mellan en NL- eller en NP-index konstrue- rade enligt uttrycken (5.40) resp. (5.41) där basområdet för jämförelsen (område 0) i båda fallen förutsätts vara hela landet. Vid låneunderlags- och pantvärdeberäkningarna används ortskoefficienterna för att till situa- tionen i ett visst område anpassa beräkning- ar som utförts med hjälp av enhetsvärden kalkylerade för hela landet. Mot denna frå- geställning svarar en nivåindexkonstruktion av P-typ. Det är också ur precisionssyn— punkt bättre att använda en P-index än en L-index. Argumentet här är detsamma som ovan anförts beträffande kvartalsindex. Vid beräkning av P-index kan beräkningarna bygga på enbart ett regressionsuttryck för hela landet. Särskilda beräkningar för de olika delområdena är således inte nödvän- diga. Det senare kan vara särskilt betydelse— fullt om det blir fråga om att genomföra be- räkningar för förhållandevis små områden. Detta kan bli fallet speciellt vid de särskilda undersökningar som vid vissa tillfällen kan behöva göras för att ge underlag för en över- syn av bostadsstyrelsens ortskoefficienter.

För en nivåindex av L—typ talar att denna konstruktion ger en bättre direkt jämförbar- het mellan nivåindextalen för olika områ- den än en P-index. Vid L-index används nämligen samma Viktsystem — motsvarande ett genomsnittshus för hela landet för alla områdesindexarna. Vid P-index är nivåin- dextalet för ett visst område baserat på väg- ningstal aktuella för detta område och mot- svarande områdets genomsnittshus.

Kommittén anser att de ovan anförda ar- gumenten övervägande talar för att P-index väljes. Kommittén föreslår sålunda att nivå— indextalen beräknas såsom P-index i enlig- het med de principer som framgår av ut- tryck (5.41) i avsnitt 5.6.3.1.

6.6.2. Viktsystem m. m.

Beräkning av årslänkarna i byggnadspris- index föreslås sålunda ske i enlighet med

uttrycket (5.8) i avsnitt 5.2.2.4, dvs. ut— trycket 11' =__—-100 6.1 = 0! an+2bio X,, ( ) Huvudprincipen för beräkning av index- talen är att genomsnittliga variabelvärden' ?,, för perioden : insätts i de båda jämför- da periodernas regressionsuttryck (täljare och. nämnare i uttrycket ovan). Genom att sum- mera de erhållna produkterna för vartdera. året erhålls två belopp vilkas kvot enligt uttrycket 6.1 bildar ifrågavarande indextal- Operationen kan sägas innebära att de ge- nom regressionsberäkningen skattade vär- deringstalen bu, och b,», vägs samman med". medelvärden Z,, såsom vikter. Dessa vikter bör enligt kommitténs uppfattning grunda. sig på de genomsnittliga populationsvärdena. De medelvärden för de kvantitativa vari-- ablerna som framkommer i regressionsana- lysen kan således inte direkt användas vid. indexberäkningarna, eftersom de beräknats. med byggnadspriset per m2 våningsyta som— enhet. En sådan normering medför ju att alla observationer får samma vikt, obe— roende av om de representerar stora eller' små objekt. Genom att för var och en. av de förklarande kvantitativa variablerna summera variabelvärdena över alla obser— vationer och därefter dividera de därvid. erhållna summorna med den på analogt sätt erhållna summan av våningsytan, er- hålls för dessa varibler medelvärden där' hänsyn tagits till de enskilda observationer-» nas storlek. Det är de på detta sätt konstrue- rade s.k. vägda medelvärdena som bör an- vändas som vikter vid indexberäkningarna och sättas in i regressionsuttrycken. Här-- vid bör vid beräkning av totalindextal för tidsindexar användas medelvärden avseende hela landet, medan beräkningarna av del— indextal för tidsindexar och av nivåindex-- tal bör grundas på medelvärden för respek— tive delindexgrupp.

Vid beräkning av indextalen för ekono— misk analys föreslås att den ovan angivna huvudprincipen för beräkningarna, av skäl" som berörs i det följande, modifieras i vis- sa avseenden.

'i i iF

De regressionsuttryck som vid indexberäk- ningarna utnyttjas för värdering av kvalitets- förändringar baseras, som tidigare framhållits, på beräkningar, där varje observation oberoen- de av storlek vägt lika tungt, eftersom bygg- nadspriset och de kvantitativa förklarande va- riablerna, med undantag av variabeln projekt- storlek, dividerats med våningsytan. Som en följd härav kommer värdet i täljaren i ut- trycket 6.1 icke att överensstämma med det vägda medelpriset för perioden ifråga. Detta beror på att de med hänsyn till objektens stor- lek vägda medelvärdena inte annat än i undan- tagsfall sammanfaller med den ovägda. Un- der förutsättning att den tillämpade regres- sionsmodellen är korrekt specificerad kan så- ledes det vägda genomsnittliga medelvärdet avvika från det ovägda. Detta kan exempelvis bero på att beräkningsunderlaget tillfälligtvis kan innehålla ett eller flera stora projekt, som är betydligt billigare eller dyrare än ett genom- snittligt projekt. Enligt kommitténs uppfattning borde inte tillfälligheter av nämnda slag få på- verka de indexar som skall ligga till grund för tidskoefficient och paritetstal.

När det gäller byggnadsprisindexarna för ekonomisk analys skall dessa huvudsakligen ut- nyttjas vid produktions- och investeringsanalys i anslutning till nationalräkenskaperna eller lik- artade beräkningar. Ett viktigt villkor vid ex- empelvis omräkning av ett värdebelopp i fasta priset (deflatering) är att följande gäller

värdeindex : prisindex )( volymindex Detta villkor är emellertid inte uppfyllt i föreliggande fall, eftersom de vägda och de ovägda medelvärdena enligt vad som framhål- lits ovan inte sammanfaller. Ett sätt att komma till rätta med detta problem är att — innan in- dexberäkningarna vidtages -— korrigera regres- sionsuttrycken genom tillägg av konstanta ter- mer så att ovan angivna villkor blir uppfyllt. Geometriskt innebär detta att man parallell- förskjuter den beräknade regressionsplanen så att den kommer att gå genom de vägda medel- värdepunkterna.

Det på detta sätt korrigerade indexuttrycket blir:

P = kt+at+2 b,,Xi,

_ - 100 (6.2) : k0+aa+2 b,.o X,, där ko: o—ao—me XM (6.3) k, = ?, a, 2 b,, X,, (6.4) I'm, Z.,, ?0 och 17, i dessa uttryck står för de

vägda medelvärdena för ifrågavarande variabler.

Även för andra indexar behöver avsteg göras från de i inledningen till föreliggan-

de avsnitt 6.6.2 angivna huvudprinciperna för beräkning av indextal. Det gäller de variabler för vilka volymförskjutningar från bas- till jämförelseperioden bör slå, ut som prisförändring. Kommitténs förslag när det gäller behandlingen av sådana förskjutnings- effekter framgår av avsnitt 6.6.3.

6.6.3. Behandling av förskjutningseffekter och vissa andra beräkningstekniska frågor

Syftet med regressionsberäkningarna är, som tidigare nämnts, att med utgångspunkt i vissa kvalitetskarakteristika förklara varia- tionen i byggnadspriserna på bostadshus un- der en viss tidsperiod. De föreslagna varia- bellistorna innehåller först och främst va- riabler, för vilka det kan anses klart sett både från byggherrens och producentens synpunkt, att deras effekt på index skall eli- mineras vid prisindexberäkning. Därutöver ingår även vissa variabler främst vissa klassningsvariabler som kan förklara en del av variationen i byggnadspriserna men som inte i varje fall inte från byggherrens synpunkt kan betraktas som kvalitetsva- riabler. Beroende på byggnadsprisindexens användning fordrar dessa variabler olika be- handling i indexberäkningarna. Vilka vari- abler kommittén ansett sig särskilt böra dis- kutera från denna synpunkt framgår av ta- bell 6.2. För varje byggnadsprisindex läm- nas där förslag till i vilka fall volymföränd— ringar i de angivna variablerna skall slå ut som prisändringar i index och i vilka fall så— dana förändringar inte skall påverka pris- index.

För den producentorienterade byggnads— prisindexen för ekonomisk analys föreslås endast förskjutningar mellan kategorierna platsbygge och monteringsbygge samt mel— lan olika prisbestämningssättl få slå ut i index som prisförändring. I övrigt bör en- ligt kommitténs uppfattning de förhållan- den som representeras av de angivna va- riablerna betraktas som givna produktions- förutsättningar och således i likhet med kvalitetsvariabler hållas konstanta vid in- dexberäkningarna.

1 Se närmare förklaring i det följande.

Tabell 6.2 Förteckning över föreslagna förklarande variabler för vilka volymförändringar i

vissa fall skall slå ut som prisförändringar.

Variabelgrupp Byggnadsprisindex för Tids- Paritets- Ekonomisk analys koefficienten talen Byggherre- Producent- orienterad orienterad Geografiskt område — — —— —— Projektbelägenhet — — — —— Byggherrekategori + + + —— Hustyp + + + — Grundläggningssätt1 . . + + _— Platsbygge/monteringsbygge + + + + Entreprenadform + + + _ Upphandlingsform + + + —— Prisbestämningssätt1 . . + + + Projektstorlek + + + _

Anmärkning: Beteckningen + anger att volymförändringar (förskjutningar i byggandets samman- sättning) skall slå ut som prisförändring; beteckningen att de inte skall slå ut som prisförändring;

beteckningen . .

att variabeln skall särbehandlas, på sätt som närmare framgår av texten.

1 Se närmare förklaring i texten till behandlingen av dessa variabler.

Som framhållits i avsnitt 6.5.3 borde i princip variabelgruppen grundläggningssätt inte vara med i regressionsanalysen i de fall byggnadspriset avser enbart husbyggnaden eller husbyggnad, grund och mark. Av där anförda skäl har emellertid föreslagits att variablerna för olika grundläggningssätt skall medtas i regressionsberäkningarna för tids- koefficienten och paritetstalen. Förskjut- ningseffekter i dessa variabler bör inte slå ut som prisändring i den förstnämnda in- dexen eftersom denna index inte omfattar grundläggning. Resultatet av regressionsbe- räkningarna synes på denna punkt kunna tolkas så att genom att dessa variabler med- tas uppnås en mera fullständig rensning av grundläggningskostnaderna för ifrågava— rande byggnadspriser. Kommittén föreslår därför att vid beräkning av indextal för byggnadsprisindex för tidskoefficienten ute- sluts grundläggningsvariablerna i både täl- jare och nämnare ur de för indexberäk- ningarna erforderliga regressionsuttrycken.

När det gäller paritetstalen torde saken vara enklare. Eftersom särskilt gynnsamma eller ogynnsamma grundläggningsförhållan- den inte utjämnas genom en anpassning av markpriserna, kommer de totala byggnads- priserna och därmed även kapitalkostna- derna att påverkas av låga eller höga grund-

läggningskostnader. Kommittén föreslår därför, att förskjutningseffekter i grund- läggningsvariablerna får slå ut som prisänd- ringar i byggnadsprisindexen för paritetsta- len.

De byggnadspriser som föreslagits bli ut- nyttjade vid ett flertal av beräkningarna ut- görs av anbudspriser. Prisbestämningssättet kan emellertid vara olika. Under i övrigt lika omständigheter borde ett avtal om fast pris utan indexreglering ligga högre än mot- svarande pris med indexreglering, om det föreligger förväntningar om stigande kost- nader. Förskjutningar i den relativa före— komsten av olika prisbestämningssätt samt ändringar i förväntningarna beträffande ut- vecklingen av kostnaderna (under byggnads- tiden) kan således påverka de genomsnitt— liga anbudsprisema från en tidsperiod till en annan. Detta torde inte vålla något pro- blem för de byggnadsprisindexar som skall utnyttjas för ekonomisk analys och för de preliminära indexarna för paritetstalen. ] dessa fall bör denna förskjutning i varia— belns prisbestämningssätt slå igenom som prisförändring. Detta kompenseras av att de anbudspriser som utnyttjas i dessa beräk- ningar — som tidigare föreslagits i före— kommande fall bör räknas upp med en för ändamålet särskilt anpassad faktorsprisin-

:. . kw,_;— a_n—_k-

_i—f—uwip— .

mf ' w

dex (eller motsvarande). Detta gäller i de fall då avtal om pris med kostnadsregle— ring förekommer samt när från prisbestäm- ningssynpunkt närliggande avtalstyper före- ligger, nämligen egen regi och löpande räk- ning.

Ovannämnda problem har emellertid en annan innebörd vid beräkning av byggnads- prisindex för tidskoefficienten. Eftersom denna index i princip bör utgå från anbuds- priser och anknyta till tidpunkten för preli- minärt beslut om statligt bostadslån, borde förskjutningar i den relativa andelen av oli- ka prisbestämningssätt och ändringar i de ge- nomsnittliga förväntningarna beträffande under byggnadstiden uppkommande kost- nadshöjningar i detta fall inte få påverka de genomsnittliga byggnadspriserna och där- med indexen. Man kan anta att koefficien- ten för variabeln fixt pris under i övrigt lika omständigheter — utgör en skattning av det »merpris» (under förutsättning av sti— gande faktorkostnader) som ifrågavarande byggnadsentreprenörer betingar sig i järn- förelse med om en kostnadsreglering med faktorprisindex ingått i byggnadskontraktet. Ett lämpligt tillvägagångssätt anser kommit— tén vara att reducera de genomsnittliga bygg— nadspriserna med det »merpris» som från— varon av indexklausul i entreprenadkontrak- tct sålunda beräknats innebära. Förfarandet är detsamma som det som ovan rekommen- derats beträffande variabeln grundläggnings- sätt i index för tidskoefficienten. I övrigt bör förskjutningseffekter i prisbestämnings- sätt, som framgår av tabell 6.2, slå ut som prisändringar i byggnadsprisindexen.

Då det gäller indexarna för tidskoeffi- cienten och paritetstalen samt den byggher- reorienterade indexen för ekonomisk ana- lys anser kommittén att endast förändringar i byggandets fördelning på geografiska om- råden och med avseende på projektbelägen- het (inom exploaterings- eller saneringsom- råde) bör elimineras och sålunda betraktas som kvalitetsförändringar. Övriga förskjut- ningseffekter bör med ovan kommenterade undantag slå igenom som prisförändringar.

6.7. Förslag till beräkning av faktorpris- indexar

6.7.1. Huvudtyper av faktorprisindexar

Analysen i kapitel 4 har givit vid handen, att behov föreligger av faktorprisindexar dels för ekonomisk analys, dels för omräkning av vissa kostnadsbelopp främst i samband med att man önskar träffa avtal om rörligt pris, dvs. entreprenadkontrakt med s.k. index- klausul. Beträffande faktorprisindex föreslår kommittén att endast tidsindexar skall be- räknas, ej nivåindexar.

Faktorprisindexar erfordras vid ekonomisk analys dels för deflateringsändamål och pro- duktivitetsanalys, dels för pris— och kost- nadsanalys. Nämnda typer av ekonomisk analys förutsätter bl. a. att jämförelser kan utföras mellan faktorprisindex och bygg— nadsprisindex. Kommittén föreslår att för ändamålet löpande skall beräknas faktor- prisindexar för såväl flerfamiljshus som gruppbyggda småhus.

Vid husbyggnadsentreprenader, där av- tal om rörligt pris träffats mellan byggher- re och entreprenör, utnyttjas för närvaran— de huvudsakligen entreprenadindex H-63. Som nämnts i avsnitt 4.3 har Kungl. Maj:t 1969 förordnat om fast pris utan indexregle— ring för statligt finansierade projekt om ti- den från anbudsdagen till avtalad dag för färdigställande understiger två år. Byggher- reföreningen har utfärdat en rekommenda- tion till sina medlemmar som överensstäm— mer med Kungl. Maj:ts förordning. Man måste emellertid — trots dessa utgångspunk- ter — räkna med att entreprenadkontrakt med indexklausul för projekt med kortare varaktighet än två år kommer att förekom- ma även i framtiden. Sålunda har Svenska byggnadsentreprenörföreningen mot bak- grund av den starka stegringen av bygg- nadskostnadema under 1969 och 1970 fö— reskrivit sina medlemmar att för det fall anbudssumman överstiger 500000 kronor alltid lämna anbud med indexklausul. Al- ternativanbud med fast pris utan indexreg— lering beräknat enligt av Entreprenörför- eningen fastställda regler (se närmare av— snitt 4.3) kan samtidigt lämnas om bestäl—

laren kräver fast pris utan indexreglering, dock endast för projekt med kortare var- aktighet än två år.

Kommittén anser sig icke ha anledning att ta ställning till vare sig i vilka fall det är berättigat att indexklausul tillämpas eller de närmare formerna härför, utan betraktar detta såsom i första hand en avtalsfråga mellan de berörda parterna. Kommittén in- skränker sig till att mot bakgrunden av fö- religgande erfarenheter och bestämmelser göra en bedömning av vilket slag av index- underlag som för framtiden synes vara lämpligt och erforderligt för ändamålet.

Den för närvarande allmänt utnyttjade metoden för indexreglering av kontrakts- summor avser att approximativt kompen- sera byggnadsentreprenören för ändring av kostnaderna förorsakad av ändrade priser på inputsidan (löner, materialpriser etc.). Principen är därvid att byggnadsentrepre- nören erhåller kompensation för dels in- dexuppgången mellan anbudstidpunkt och projektets påbörjandetidpunkt, dels index- uppgången under den genomsnittliga tiden från påbörjande till arbetets utförande. Kostnadsreglering sker enligt reglerna för H-63 endast för 90 % av anbudssumman, återstående 10 % betraktas som en fast del och indexregleras således icke.1

Nuvarande entreprenadindex H—63, som beräknas för flerfamiljshus och förvalt- ningsbyggnader, består av indexserier för vissa huvudgrupper. Någon sammanfattan- de indexserie föreligger inte. För att en indexreglering skall kunna utföras måste enligt gällande regler kännedom före- ligga för varje entreprenad om kontrakts- summans fördelning på ifrågavarande hu- vudgrupper. Kommittén anser att ett så- dant förfaringssätt är onödigt omständligt och såsom framhållits i avsnitt 4.3 knappast heller motiverat från precisionssynpunkt. Ett entreprenadkontrakt som omfattar en tid- rymd av flera år bör kunna regleras med en byggnadsprisindex från anbudsdag till tiden för påbörjande av varje hus. Däref- ter borde företrädesvis fixt pris kunna till- lämpas. Om man emellertid vill ha en reg— lering även under själva byggnadstiden, bör

denna kunna göras med hjälp av en ordinär faktorprisindex (med fixerad budget), på lämpligt sätt omräknad med någon redu- ceringsfaktor som tar hänsyn till fasta kost- nadsdelar, möjligheten till fastprisköp m. m.

Mot denna bakgrund skulle inte någon särskild entreprenadindex behöva beräknas, utan den för ekonomisk analys föreslagna faktorprisindexen kan i förekommande fall — även utnyttjas vid uppräkning av en- treprenadkontrakt. Vid en övergång till ut- nyttjande av faktorprisindex i stället för nuvarande entreprenadindex vid indexreg- lering måste dock uppmärksammas, att den först nämnda indexen vid stigande löner kommer att uppvisa en högre uppgång än den sistnämnda. Detta beror på att den nya faktorprisindexen föreslagits innefatta även effekten av löneglidningen för arbetarperso- nal. En föreställning om storleksordningen av denna effekt kan erhållas ur tabell 5.24.

Kommittén föreslår att beräkningarna av entreprenadindex H—63 läggs ner efter den övergångstid som kan vara erforderlig med hänsyn till de avtal som, då beslut om ned- läggning träffas, kan finnas tecknade med anknytning till denna index. Förslagsvis sy— nes beräkningarna av H-63 kunna upphöra med utgången av 1976.

6.7.2. Delindexar

I kapitel 4 redovisas de behov av delindex- ar som framkommit i behovsanalysen. För faktorprisindex föreslås mot den bakgrun- den, att delindexar skall beräknas för olika geografiska områden. Områdena bör över- ensstämma med dem för vilka byggnads- prisindexar föreslagits bli beräknade (se av- snitt 6.4.3.2 VII a). I underlaget bör därvid göras en geografisk differentiering både av löneberäkningarna och av materialprisbe- räkningarna. Till en början kan detta spe-

1 Den vid indexregleringen utnyttjade formeln är K=!"'I__I”. -0,9 ' A (6.5) B

där K = kostnadsändring, [m= medelindextalet under byggnadstiden, I.; = anbudstidpunktens indextal, A = kontraktssumma (anbudsbelopp).

riv | _- -.-— .

"lim-JW | ”|” |

ciellt då det gäller materialpriserna en- dast ske ofullständigt. En utveckling mot mätmetoder som ger en tillförlitligare geo- grafisk differentiering föreslås dock.

Kommittén anser att det vore önskvärt att delindexberäkningar även utförs för bostadsprojekt uppförda dels med färdiga byggnadselement, dels efter traditionella byggnadsmetoder. Sådana beräkningar mås- te emellertid anstå eftersom erforderligt budgetunderlag för närvarande saknas. Möjligheterna att beräkna faktorprisindexar för olika byggmetoder bör emellertid be- aktas i framtiden.

För såväl de totala faktorprisindexarna för flerfamiljshus som för småhus samt mot— svarande regionala indexar föreslås, att del- indextal beräknas för följande huvudgrup— per av arbeten.

1 Byggmästeriarbeten (inklusive grund- arbeten) 2 Underentreprenader 3 Övriga gemensamma kostnader

Delindextal föreslås vidare beräknade för följande kostnadsslag nämligen

1 Material 2 Löner 3 Kapitalkostnader 4 Transport, drivmedel, tjänster 5 Omkostnader

elkraft, konsult-

Därutöver kommer att finnas tillgång till ett stort antal delindextal i arbetsmaterialet för exempelvis olika materialslag, enskilda arbetarkategorier etc. Dessa kan tillhanda- hållas på begäran i de fall sekretesshänsyn inte lägger hinder i vägen härför, och de kan utnyttjas i de fall underlaget för dessa delindextal och den därmed följande preci- sionen i dem bedömes tillräcklig för det åsyftade ändamålet. Hur beräkningarna av- setts bli strukturerade framgår närmare av de budgetsförslag som lämnas i tabell 6.3.

Delindexar föreslås vidare —- för såväl flerfamiljshus som gruppbyggda småhus beräknade för följande olika produktions- avsnitt.

1 Grundarbeten 2 Byggnadsarbeten 3 Målningsarbeten 4 VVS—arbeten 5 Elarbeten

6. Övriga underentreprenader

I grundarbeten ingår kostnader för yttre arbeten både i början av byggnadstiden och i slutet av byggnadstiden. Eftersom dessa arbeten kan falla långt ifrån varandra i tiden, skulle det kunna vara motiverat att skilda delindexar beräknades för dessa ar- beten. I nuvarande entreprenadindexar fö- rekommer en uppdelning av nämnt slag. Budgeterna är emellertid tämligen lika. Kommittén bedömer det därför som onö- digt med olika indexar för grundarbeten i början resp. slutet av byggnadstiden.

När det gäller »övriga underentreprena- der» anser kommittén det tillräckligt med vissa typentreprenader, som skulle kunna representera samtliga förekommande under- entreprenader.

Följande grupper av entreprenader bör därvid representeras.

1 Isolering 2 Fogplattor och stenarbeten 3 Golvbeläggning 4 Trä-, järn- och smidesarbeten 5 Plåtarbeten 6 Glasarbeten 7 Taktäckning 8 Montering av element 9 Övriga arbeten Eftersom nödvändigt budgetunderlag för

närvarande saknas för att indextal skall kunna beräknas för alla ovan uppräknade entreprenader föreslås att de nuvarande till stor del på teoretiska kalkyler basera- de vägningstalen för ifrågavarande under— entreprenader i anslutning till entreprenad- index H-63 bibehålls tills vidare (se vidare avsnitt 6.7.5.2).

6.7.3 Kostnadsavgränsning

Som framgår av behovsanalysen bör fak- torprisindex för en viss kategori bostäder göras jämförbar med byggnadsprisindex för

ekonomisk analys. Därav följer, att den förstnämnda indexen bör anknytas till bygg- nadsprisbegreppet husbyggnad och grund. Det kan nämnas, att detta innebär en ut- vidgning av indexens kostnadsavgränsning i jämförelse med kostnadsavgränsningen i nuvarande s.k. byggnadskostnadsindexar, som omfattar »huset upplyft ur marken», dvs. endast husbyggnaden. Genom att del- indextal beräknas för olika produktionsav- snitt, vari ingår grundläggningskostnaden, föreligger emellertid möjlighet att approxi- mativt beräkna en faktorprisindex avseende enbart husbyggnaden om önskemål härom skulle föreligga.

En faktorprisindex bör utformas så att den avser det totala bostadsbyggandet un- der en viss tidsperiod. Detta förutsätter i princip att ett sannolikhetsurval av bo- stadsobjekt ligger till grund vid utformning av viktsystemet, och att uppgifter inhäm- tas om värdet av faktiskt utförd produktion under viss period (t. ex. ett år). Såsom fram- hållits i det föregående (avsnitt 5.8.2.2) är man dock i praktiken hänvisad till att kon- struera Viktsystem på grundval av uppgifter avseende hela bostadsprojekt, tillgängliga först då projekten är färdigställda. Even- tuellt skulle man på schablonmässiga grun- der kunna omperiodisera kostnaderna för ett urval av projekt till att avse byggnads- arbeten utförda under den valda basperio- den. Man skulle på det sättet kunna undvi- ka en snedvridning av fördelningen på olika kostnadsposter om dessa varierar med ex- empelvis projektens byggnadstid. De av kommittén utförda variansberäkningarna vad avser viktsystemet till en faktorprisindex (se avsnitt 5.8.2.4) antyder dock att varia- tionen i viktsystemet har liten inverkan på indextalen. Kommittén anser det därför va- ra onödigt att en sådan omperiodisering av tillgängliga kostnadsuppgifter genomförs. Budgeterna föreslås sålunda bli anknutna till projekt färdigställda under viss period.

6.7.4 Periodicitet och indexformel

De av kommittén föreslagna byggherre- orienterade byggnadsprisindexarna för eko-

nomisk analys (för flerfamiljshus och grupp- byggda småhus) skall beräknas löpande dels för kvartal, dels för kalenderår (se avsnitt 6.2.4). Med tanke på den nära anknytning som bör finnas mellan nämnda byggnads- prisindexar och motsvarande faktorprisin- dexar föreslår kommittén att även dessa lö- pande beräknas för kvartal och kalender- år, vilket kommittén bedömer vara tillräck- ligt. Detta föreslås även gälla delindexbe- räkningarna för faktorprisindex.

Principiellt kan hävdas att valet av index— formel för byggnadsprisindexarna och fak— torprisindex borde samordnas. Såsom fram- hållits redan i avsnitt 2.2.3 är det emeller— tid av beräkningstekniska skäl praktiskt ute- slutet att för faktorprisindex använda index- formler av P-typ eller kedjeindexar, efter— som aktualiseringen av vägningstalen kan ske endast med flera års eftersläpning. De måste nämligen bygga på kalkyler avseende färdigställda projekt. För en löpande fak— torprisindex som skall vara aktuell framstår därför en index av L-typ såsom en självklar lösning. Av skäl som framgår av diskussio- nen i det följande (avsnitt 6.7.5.2) bör vikt- basen för faktorprisindex sträcka sig över en period på flera år. Publiceringsbasen bör vara densamma som för byggnadspris- indexarna (se avsnitt 6.2.7).

6.7.5 Beräkningsunderlag och approximationsmetoder

6.7.5.1 Inledning

I det följande lämnas förslag såväl till vikt- system och framtida beräkningar av detta som till metoder för beräkning av indexar för arbetskostnaderna.

Statistiska centralbyråns utredningsarbete beträffande materialpriser pågår ännu. I bi- laga 6 lämnas en sammanfattning av de av centralbyrån hittills genomförda utredning- arna. I avvaktan på ett definitivt undersök— ningsresultat förutsätts att de nuvarande be- räkningsmetoderna tills vidare bibehålls. I avsnitt 5.8.4 och sammanfattningsvis i av-

snitt 6.7.5.4 har kommittén lämnat syn- punkter på och förslag till vissa riktlinjer för det fortsatta utredningsarbetet beträf- fande beräkningen av materialprisindex. Övriga kostnader som ingår i ifrågava- rande indexar (kapitaltjänster, transporter, konsulttjänster etc.) har inte behandlats av kommittén. Kommittén förutsätter att cen- tralbyrån med utgångspunkt i nuvarande beräkningsmetoder fortlöpande ser över in- dexberäkningarnas olika delar vari givetvis innefattas även nyss berörda kostnadsposter.

6.7.5.2 Förslag till Viktsystem m. m.

I avsnitt 5.8.2 har betydelsen av att budge- ten till faktorprisindex grundas på ett san- nolikhetsurval av bostadsprojekt framhållits. Det enda för närvarande tillgängliga mate— rialet för ifrågavarande budgeter är det som insamlas av bostadsstyrelsen i samband med den s.k. revisionsverksamheten med syfte att revidera bostadsstyrelsens metoder för beräkning av låneunderlag och pantvärden m. m. Detta material är för närvarande icke baserat på ett sannolikhetsurval av åren- den. Den gällande uppgiftsplikten omfattar endast byggherrar, varför uppgifter av den- na art endast kan infordras för objekt upp- förda i egen regi. Kommittén anser emel- lertid att möjligheterna bör prövas att med anknytning till denna verksamhet utforma Viktsystem för faktorprisindex på basis av sannolikhetsurval av projekt. Detta kan eventuellt kräva att skyldigheten att lämna uppgifter till bostadsstyrelsen utvidgas till att omfatta även byggnadsentreprenörer. Alter- nativt kan man tänka sig att urval och upp— giftsinsamling sker genom statistiska central- byrån med stöd av Kungl. Maj:ts kungörelse, SFS nr 37 1966 med senare ändringar. En— ligt denna kungörelse är rörelseidkare skyl- dig att lämna ekonomiska uppgifter om sin rörelse under viss period eller vid viss tid- punkt till centralbyrån. Denna bestämmelse torde, eftersom det är fråga om att inhämta underlag för statistikproduktion för vilken centralbyrån har att svara, kunna utnyttjas för att införskaffa för budgetberäkningarna nödvändiga verifikationer från byggnadsfö-

retagen. Ett sådant förfarande torde icke hindra att bostadsstyrelsen kan ombesörja granskning och klassificering av det in- fordrade materialet samt utnyttja det i sin verksamhet. En förutsättning härför är dock att denna verksamhet liksom hittills är in- riktad enbart på framställning av statistisk information; materialet får sålunda icke an- vändas t. ex. för att genomföra sakrevision.

Eftersom efterkalkyler i varje fall för när- varande sällan utförs av byggnadsföretagen innebär bostadsstyrelsens arbete att sådana måste rekonstrueras. Detta är i allmänhet mycket arbetskrävande. Med bostadsstyrel- sens nuvarande resurser för ändamålet kan beräkningar utföras endast för ca 25 pro- jekt per år.

Kommittén har i samband med de ge- nomförda variansberäkningarna vad avser viktsystemet till faktorprisindex bearbetat uppgifter från ett 50-tal flerfamiljshuspro— jekt och ett 25-tal småhusprojekt (se av- snitt 5.8.2.3). Trots de brister som påtalats beträffande metoden för urval av nämnda bostadsprojekt anser kommittén att de på grundval av detta material av kommittén beräknade viktsystemen tills vidare bör er- sätta nuvarande viktsystem. De nya beräk- ningarna är överlägsna de äldre både genom den större aktualiteten och det fylligare be— räkningsunderlaget. Kommitténs förslag till Viktsystem för faktorprisindexar för fler- familjshus och gruppbyggda småhus redo- visas i tabell 6.3 med gruppering efter oli- ka kostnadsslag.

Det nu föreslagna viktsystemet bör senare ersättas av beräkningar enligt de principer som förordats ovan och de bör fortsättnings- vis aktualiseras löpande. Mot bakgrund av de resultat som redovisats i avsnitt 5.8.2.4 (variansberäkningar m.m.) räknar kommit- tén med att det skall vara tillräckligt om revideringar av viktsystemet företas med fem års mellanrum. Det är samtidigt önsk- värt att viktberäkningarna baseras på ett för— hållandevis fylligt material. Kommittén an- ser det av dessa skäl både acceptabelt och lämpligt att viktberäkningarna baseras på ett material som sträcker sig över flera år. Eventuellt kan en schablonmässig omräk—

byggda småhus.

Tabell 6.3. Förslag till Viktsystem för fak- torprisindexar för flerfamiljshus och grupp-

214 Kostnadsslag Flerfa- Grupp- miljshus byggda småhus vikt i vikt i %o %o Material 449 418 Material för betong o mureri 106 70 Trävaror, snickerier, inredningar 95 101 Järnvaror 33 14 Övriga material för egna arbeten 19 33 El-material 41 33 VVS-material 75 76 Målningsmaterial 32 20 Material övriga underentreprenörer 41 64 Diverse material 7 7 Löner 302 349 Byggnadsarbeten 182 159 Socialförsäkr. o försäkr. för garantiarbeten 18 22 El-arbeten 13 10 VVS-arbeten 19 23 Måleriarbeten 14 20 Övriga underentrepre- nörer 38 94 Arbetslöner 18 21 Kapitalkostnader ma— skinkostnader m. m. 81 62 Kapitalkostnader 40 25 Brandförsäkring 1 —— Maskiner 24 15 Hyreskostnad för schakt maskiner 16 22 Transporter, driv— o. elkraft m. rn. 19 18 Transporter 13 10 Elkraft och vatten 2 5 Driv— o. smörjmedel 4 3 Konsulttjänster (projektering) 31 22 Omkostnader m. m. 118 131 Uppvärmningsanord- ningar, formar o. redskap 13 10 Provisoriska anord- ningar inkl. underhåll 8 9 Hjälparbeten 5 6 Resor 0. kontors- omkostnader 1 2 Avgifter till myndig- heter o. organisa- tioner 3 4 Besiktningar 1 3 Mätningsavgifter 3 3

Omkostnader för underentreprenörer 33 47 Centraladministration 51 47 TOTALT 1 000 1 000

ning till ett fast prisläge därvid behöva ske. Från dessa utgångspunkter finner kommit- tén även det antal projekt som —- av den hittillsvarande omfattningen av bostadssty- relsens revisionsverksamhet att döma un— der en sådan period kan bli föremål för un- dersökning vara tillräckligt.

Förslaget i tabell 6.3 omfattar endast väg- ningstal för huvudgrupper och delgrupper av angivna kostnadsslag. För att erhålla väg— ningstal för detaljgrupper och för enskilda representantvaror måste teoretiska beräk- ningar (kalkylering) tillgripas, eftersom det för närvarande tillgängliga grundmaterialet i allmänhet inte tillåter så långt gående upp- delningar. Detta gäller särskilt underentre— prenader; för dessa har inte några uppdel— ningar kunnat göras på basis av föreliggande material. Bostadsstyrelsen avser emellertid att i sitt fortsatta revisionsarbete söka in— hämta uppgifter som skulle kunna ligga till grund för en beräkning av vägningstal även för åtminstone vissa detaljgrupper. Det före- slås, att i avvaktan härpå viktfördelningen från den nuvarande s. k. byggnadskostnads- index och entreprenadindex H-63 kommer till användning för detaljuppdelningen av vikterna inom ramen för det i tabell 6.3 föreslagna viktsystemet. I enlighet härmed har kommittén på grundval av bostadssty- relsens material utfört detaljkalkyler av väg- ningstal för olika kostnadsgrupper för fler— familjshus och småhus. Kalkylerna finns tillgängliga i kommitténs arbetsmaterial. Det bör framhållas att effekten av föränd- ringar i vägningstalen för detaljgrupper och enskilda representantvaror på totalindextal och indextal för huvudgrupper i allmänhet torde vara förhållandevis liten. Kommittén föreslår emellertid att statistiska centralby- rån, i den mån bostadsstyrelsens framtida undersökningar i här berörda avseende ger ett positivt resultat, beaktar detta genom att revidera vägningstalen för detaljgrupper och underentreprenader i faktorprisindex så snart erforderligt underlag föreligger. På de

punkter där det eventuellt visar sig omöjligt att på detta sätt erhålla statistiskt underlag för beräkningarna, kan de på teoretiska grunder gjorda kalkylerna behöva ses över och anpassas till eventuella nya tekniska förutsättningar.

Kommittén har föreslagit att faktorpris- indextal beräknas för olika geografiska om- råden. Som framgår av de genomförda va- riansberäkningarna vad avser budgeten till en faktorprisindex (se avsnitt 5.8.2.4) före- ligger inte någon signifikant skillnad mellan indextalen för olika geografiska regioner. Kommittén anser det vara tillfyllest att tills vidare samma budgeter som gäller för hela landet även tillämpas vid beräkning av fak— torprisindexar för olika geografiska områ- den. Frågan bör emellertid hållas under uppsikt. Skulle på grundval av framtida be- räkningar signifikanta skillnader visa sig fö- religga bör hänsyn härtill tas genom upp- läggning av skilda budgeter för skilda om- råden. En sådan utökning torde dock med- föra väsentligt ökade kostnader.

6.7.5.3 Förslag till beräkning av index för arbetskostnader

I faktorprisindex bör förändringar i såväl ersättning för arbetad tid (direkta arbets- kostnader) som ersättning för ej arbetad tid och sociala försäkringsavgifter (indirekta ar- betskostnader) beaktas (se avsnitt 5.8.3.1). Arbetskostnadsberäkningarna bör omfatta såväl arbetare- som tjänstemannalöner. Det är i faktorprisindex väsentligt att den s.k. löneglidningen ingår, vilket inte är fallet då det gäller arbetarlöner i nuvarande index. Vidare skall enligt vad som föreslagits i det föregående göras en uppdelning av beräk- ningarna på vissa geografiska områden. I varje fall bör detta ske när det gäller arbe- tarelönerna.

Den inventering av befintligt statistiskt material som gjorts av kommittén visar, att den lönestatistik som grundar sig på ac- kordsräkningar (ackordsstatistiken) och som utförs av Svenska byggnadsindustriförbun- det och Byggfackens utredningsavdelning lämpar sig bäst för ifrågavarande lönekost-

nadsberäkningar (se avsnitt 5832). Efter- som Byggnadsindustriförbundets ackordssta- tistik endast omfattar medlemsföretag, me- dan Byggfackens utredningsavdelnings sta- tistik dessutom omfattar byggnadsprojekt som utförts i egen regi och av Byggfackens produktions AB samt fler arbetarkategorier (målare, elektriker etc.), anser kommittén att i första hand Byggfackens utredningsav- delnings ackordsstatistik bör komma till an- vändning som underlag för beräkning av di- rekta arbetskostnader. Kommittén föreslår därför att statistiska centralbyrån träffar överenskommelse med Byggfackens utred- ningsavdelning om att för faktorprisindex- beräkningar få förfoga över den ackords— statistik som utförs av denna.

Då det gäller de indirekta arbetskostna- dema anser kommittén de nuvarande beräk- ningsprinciperna kunna bibehållas tills vi- dare. Detta gäller även direkta och indirekta arbetskostnader för tjänstemän. I de senare ingår beräkning av löneglidningen.

Som framgår av kommitténs försöksbe- räkningar av en faktorprisindex inklusive löneglidning (se avsnitt 5.834) föreligger för närvarande inte ackordsstatistik för alla arbetarkategorier. De arbeten för vilka så- dan statistik saknas är vissa underentrepre- nader, nämligen trä-, järn- och smidesarbe- ten; plåtarbeten; schakt- och sprängningsar- beten; montering av element samt »övriga arbeten». Arbetskostnadsutvecklingen för trä-, järn- och smidesarbeten föreslås bli re- presenterad av den för metallarbetare en- ligt statistiken för industriarbetare. De ar- betare som utför ifrågavarande arbeten av- lönas nämligen i allmänhet enligt metallav- talen. Montering av byggelement utförs i vanliga fall av arbetare som avlönas enligt avtalet för de s.k. tre facken (träarbetare, betongarbetare och murare). Indexen för sådana arbeten bör således följa arbetskost- nadsutvecklingen för dessa fack.

När det gäller övriga orepresenterade ar- betarkategorier föreslås dessa tills vidare följa en index avseende den genomsnittliga arbetskostnadsutvecklingen för de arbetar— kategorier som finns representerade i Bygg- fackens utredningsavdelnings ackordsstati-

Faktorprisindexberäkningarna har av kommittén föreslagits ske löpande för kvar- tal. Med hänsyn till ackordsperiodernas längd (se avsnitt 5.8.3.3) har man emellertid vid utgången av ett kvartal uppskattningsvis fått in endast ca 40 % av ackordsuppgif— terna avseende samma kvartal. Tyngdpunk- ten i materialet ligger därvid givetvis inom första hälften av kvartalet. Om man väntar till fem veckor efter kvartalets slut har man fått in ca 2/3 av den under perioden arbetade ackordstiden. Till de fem veckorna får läg- gas den tid som erfordras för bearbetning och presentation. Å ena sidan är det angelä- get att beräkningarna framkommer snabbt, å andra sidan synes materialet även i det se- nare alternativet otillräckligt för en slutlig beräkning. Enligt kommitténs uppfattning är det av dessa skäl lämpligt att arbeta med en preliminär och en definitiv index. Den förstnämnda indexen skulle grundas på de mätningsräkningar som inkommit under det kvartal beräkningen avser. Eventuellt kan finnas någon form för schablonmässig kor- rigering av den missvisning som kan uppstå till följd av det otillräckliga underlaget. En definitiv index skulle sedan beräknas på ett mera omfattande material. Den senare in- dexen föreslås beräknad på grundval av mätningsräkningar som finns tillgängliga ef- ter ytterligare ett kvartal. Den definitiva faktorprisindexen för ett visst kvartal skulle då föreligga färdigräknad samtidigt som den preliminära faktorprisindexen för efterföl- jande kvartal.

När det gäller entreprenadindex H-63 bör nuvarande principer för lönekostnadsberäk- ningar bibehållas så länge indexen beräk— nas. I dessa ingår inte den s.k. löneglid- ningen, utan endast avtalsmässiga lönekost— nadsförändringar beaktas. Metoden innebär att de produktivitetsvinster som kan tänkas ske under byggnadstiden får finansiera icke avtalsmässi gt bestämda lönehöjningar.

6.7.5.4 Materialprisberäkningarna

Såsom framgått av det föregående har kom- mittén överenskommit med statistiska cen-

tralbyrån, att verket såsom ett led i ett på- gående utvecklingsarbete på området skall utreda de frågor som gäller utformningen av materialprisinsamlingen för faktorpris- index. De viktigaste av de metodfrågor som är förknippade därmed har redovisats i av- snitt 5.8.4. Kommittén har där även fram— fört synpunkter och förslag beträffande mål— sättning för och innehåll i detta arbete. Sam- manfattningsvis innebär detta följande.

Kommittén anser det angeläget att möj- ligheterna att i större utsträckning basera beräkningarna på uppgifter om faktiskt be— talade priser (fakturerade priser) prövas och genomförs där så är möjligt. I vissa fall kan det eventuellt vara lämpligt med skattningar baserade på ett kombinerat utnyttjande av fakturauppgifter och listpriser. Förslaget in- nebär också att en övergång skulle ske från mätning av de för beräkningsperioden gäl- lande beställningspriserna till de under pe- rioden i princip levererade (i praktiken fak- turerade) partierna. Såsom ett led i denna omläggning av prisinsamlingsmetoderna bör genomföras en förnyelse av urvalet av i första hand uppgiftslämnare men delvis även av varor. Urvalen bör därvid utfor- mas så att särskilda materialprisindexar kan beräknas för geografiska områden enligt i det föregående föreslagen indelning.

De frågor som gäller samarbetet mellan statistiska centralbyrån och vissa bransch— organisationer vid prisinsamlingen och granskningen av prismaterialet behandlas i avsnitt 7.1.2.

6.8 Förslag till beräkning av funktions- prisindexar och kvalitetsindexar

För den samhällsekonomiska analysen såväl som för den fortlöpande analysen av pris- och kostnadsutvecklin gen i anslutning till bo- stadslångivningen m.m. föreligger behov av att jämsides med prisutvecklingen även kun- na analysera kvantitativa och kvalitativa för- ändringar i bostadsproduktionen.

Av intresse är därvid bl. a. att genom vad kommittén kallat funktionsprisindexar dels följa utvecklingen i tiden (med tidsindexar) av genomsnittspriserna för på visst sätt av-

_Anp, . '4'1:_

Tzu—*.

gränsade funktionsenheter, dels studera de genomsnittliga prisrelationerna mellan olika delar av bostadsbyggandet (med nivåin- dexar). Funktionsenheter som här i första hand bör komma ifråga är dels lägenheter, dels sovplatser.

Det är vidare av intresse att på det sätt som berörts i avsnitt 5.9.2.1 dela upp bo- stadsproduktionens totala värdeförändring mellan två tidsperioder i de tre komponen- terna förändring av antalet funktionsenheter, kvalitetsförändring per funktionsenhet samt prisförändring enligt byggnadsprisindex. En index för kvalitetskomponenten i en sådan uppdelning — kvalitetsindex _ kan erhållas genom deflatering av en funktionsprisindex med en motsvarande byggnadsprisindex. På ett motsvarande sätt kan för jämförelser mel- lan olika områden beräknas kvalitetsindexar av nivåindextyp.

Kommittén föreslår, att såväl funktions- prisindexar som kvalitetsindexar av ovan an- givet slag skall beräknas i enlighet med vad som närmare framgår av det följande. Vidare bör material framtagas, som belyser hur den totala kvalitetsförändringen — sådan den framgår av kvalitetsindex byggs upp av för- ändringar i olika kvalitetsegenskaper. Det fö- reslås, att i detta syfte skall beräknas sär- skilda delindexar kvalitetskomponentin- dexar för utvecklingen i tiden av vissa kva- litetskomponenter.

Metoden för beräkning av kvalitetsindexar och kvalitetskomponentindexar har beskri- vits i avsnitt 5.9.2 och framgår där av ut- trycken (5.50) och (5.53) -— (5.55). Dessa me- toder bör användas med den modifieringen, att indexarna bör konstrueras som kedjein- dexar av Lk-typ för att överensstämmelse skall uppnås med byggnadsindexarna, vilka ju enligt förslaget i avsnitt 6.6.1 skall kon- strueras som Pk-indexar.

Kvalitetskomponentindexarna visar ut- vecklingen av vardera kvalitetskomponenten för sig men anger inte komponentens bidrag till den totala kvalitetsutvecklingen. Även en uppdelning av sistnämnda slag är möjlig att göra genom beräkning av vad kommittén kal- lat kvalitetsbidragstal. Sålunda har kommit- tén i avsnitt 5.9.2.2 visat, att det är möjligt

att genom särskilda beräkningar i enlighet med uttrycken (5.62)—(5.64) erhålla en bild av hur mycket av den totala genomsnittliga förändringen i bostädernas kvalitet per funk- tionsenhet som förklaras av förändringar i olika huvudkategorier av kvalitetsegenskaper. I nämnda avsnitt anges vissa metoder för så— dana beräkningar med utgångspunkt i en byggnadsprisindex av P—typ. Även denna metod behöver, då det gäller tidsindex, mo- difieras så att den blir samordnad med de som kedjeindexar av Pk-typ beräknade bygg- nadsprisindexarna. Då det gäller nivåin- dexar kan de ovan nämnda uttrycken från avsnitt 5.9.2.2 användas direkt, då det där inte blir fråga om att utnyttja ett kedjeindex- förfarande.

Om (då det gäller tidsindexar) kvalitets- bidragstalen i uttrycken (5.62) (5.64) be- räknas med utgångspunkt i kvalitetskom- ponentindexar av Lk-typ (i stället för av L- typ) gäller inte längre att summan av kvali- tetsbidragstalen exakt överensstämmer med förändringen i den totala kvalitetsindexen, om även denna är beräknad som en Lk— index. Däremot torde överensstämmelsen gälla approximativt. Kommittén föreslår där— för att beräkningarna sker enligt uttrycken (5.62) (5.64) med utnyttjande av kvalitets- komponentindexar av Lk-typ. Den skillnad som uppstår mellan summan av kvalitets- bidragstalen och förändringar av kvalitets- index kan antingen redovisas separat som en icke entydigt fördelningsbar post eller om den visar sig vara av helt underordnad bety- delse schablonmässigt delas upp på de öv- riga kvalitetsbidragstalen.

Kommittén föreslår i övrigt, att funktions— prisindexar och kvalitetsindexar med kom— ponentindexar och bidragstal beräknas enligt följande. Därvid skall tillämpas indelningar och definitioner motsvarande dem som före- slagits för byggnadsprisindexarna.

Beräkningar skall göras för flerfamiljshus såväl som för gruppbyggda småhus i form av tidsindexar såväl som nivåindexar med an- knytning till funktionsenheten lägenhet. Bo- stadsstyrelsen har i anslutning till sitt förslag avseende de framtida villkoren för statliga bostadslån (God bostad den 15.4.1970) av-

sett att bl a infordra uppgifter från lånesö- kande om antalet sovplatser i bostadslägen- hetema. Kommittén föreslår, att beräkningar med sovplatser som funktionsenhet genomfö- res, då i en framtid sådana uppgifter blir till— gängliga. Sådana beräkningar bör utföras pa- rallellt med beräkningar med utgångspunkt i funktionsenheten lägenhet.

Funktionspris- och kvalitetsindexar efter- frågas i första hand för dels den samhälls- ekonomiska analysen, dels den bostadspoli- tiskt orienterade analysen och forskningen. För den samhällsekonomiska analysen bör beräkningar göras med anknytning till vär- debelopp och byggnadsprisindexar avseende pågående byggnadsverksamhet (utförd pro- duktion) samt byggnadspriset för husbygg- nad och grund. För detta ändamål bör även göras delindexberäkningar för olika geogra- fiska områden samt för projektbelägenhet (exploaterings/saneringsområde). Däremot erfordras i detta fall inte nivåindexar, ej heller kvalitetskomponentindexar eller kva- litetsbidragstal.

För den bostadspolitiskt orienterade ana— lysen är intresset inriktat på en periodindel— ning med anknytning till i vissa fall prelimi— närt lånebeslut, i andra fall färdigställande- tidpunkten. Beräkningar bör därför utföras med båda dessa periodiseringar, i detta fall med anknytning till priset för husbyggnad enbart respektive totalpriset (dvs husbygg- nad, grund och mark). I dessa beräkningar bör även redovisas delindexar för geogra- fiska områden, projektbelägenhet, byggherre- kategori och entreprenadform. Även nivå- indexar bör beräknas med dessa indelningar. Såväl för tidsindexarna som för nivåindexar— na föreslås att kvalitetskomponentindexar be- räknas för huvudkomponenterna utrymmes— standard, utrustningsstandard, drifts- och underhållsekonomisk standard och övrig »standard» samt lämpligen även för vissa delkomponenter av dessa huvudkomponen- ter. Indelningarna föreslås ske enligt statis— tiska centralbyråns bedömande på grundval av ett mera omfattande erfarenhetsmaterial än kommittén haft att tillgå. En vägledning för variabelgrupperingen är den variabel- lista som redovisats i avsnitt 6.4.3.

Beräkningarna av funktionspris-, kvalitets- och kvalitetskomponentindexar liksom av kvalitetsbidragstal föreslås bli utförda endast för kalenderår med i förekommande fall samma basår som tillämpas för byggnads- indexarna i övrigt. De bör göras såväl med utgångspunkt i uppgifter från ansökningar- na om preliminärt beslut om statligt bostads- lån som då det gäller flerfamiljshus i uppgifter från slutlig ansökan. De bör vidare begränsas till att gälla enbart de byggherre- orienterade indexarna.

Det är möjligt att på ett sätt — analogt med det som ovan tillämpats vid beräkning av kvalitetsbidragstal dela upp den totala prisförändringen enligt byggnadsprisindex på komponenter hänförliga till prisföränd- ringar avseende olika standardkomponenter. Med hänsyn till det intresse detta kan ha för analysen av prisutvecklingen anser kom- mittén det lämpligt att även sådana beräk- ningar genomförs.

kostnader

7.1. Beräkningarnas organisation

7.1.1. Beräkningarnas utförande och publicering

Som framgår av kapitel 3 beräknas och publiceras samtliga i dag förekommande tidsindexar avseende bostadsbyggandet av statistiska centralbyrån. Dylika indexberäk- ningar tidigare utförda av andra myndig- heter eller organisationer har antingen över- förts till centralbyrån eller nedlagts. Över- föringen har huvudsakligen utförts efter för- slag från delegationen för statistikfrågor.

I samband med sitt förslag (1964) om överföring till statistiska centralbyrån av hu- vuddelen av bostadsstyrelsens statistiska verksamhet anförde delegationen beträffan- de hos andra statliga verk förekommande byggnadsindexberäkningar att dessa, efter erforderliga utredningar beträffande beräk- ningarnas utformning, borde sammanföras till centralbyrån. Härvid avsågs även indexar för andra delar av byggnads- och anlägg- ningsverksamheten än bostadsbyggandet. Målet skulle därvid vara uppbyggnad av ett integrerat system av i skilda sammanhang erforderliga byggnadspris-, byggnadskost- nads- och faktorprisindexar för olika slag av byggnads- och anläggningsarbeten. De i systemet ingående beräkningarna skulle in— te bara vara inbördes samordnade (med av- seende på beräkningsmetoder och prisin- samling m.m.) utan samordnade även med andra prisindexberäkningar och med bygg-

Byggnadsindexberäkningarnas organisation och

nads- och anläggningsstatistik i övrigt samt med nationalräkenskaperna. En förutsätt- ning för att en integration och samordning av detta slag skulle kunna komma till stånd och fungera var enligt delegationens upp— fattning, att ansvaret för de olika indexbe- räkningarna sammanfördes till statistiska centralbyrån.

Kommittén delar denna delegationens uppfattning. Genom att förlägga ansvaret för indexberäkningarna till ett ämbetsverk vinner man administrativa och kvalitetsmäs- siga fördelar genom samordning av beräk- ningar, prisinsamlingar, publicering och råd- givning. Vidare underlättas möjligheterna att fortlöpande dels erhålla en samlad över- blick beträffande olika indexbehov, tilläm- pade principer och riktlinjer, beräkningsme- toder etc., dels i erforderlig utsträckning an- passa indexarna efter förändringar i behov eller tekniska och praktiska förutsättningar.

Kommittén anser mot bakgrund av ovan anförda synpunkter att även de nya indexar som kommittén föreslagit skall beräknas och publiceras av statistiska centralbyrån. Kommittén finner det vidare angeläget att man även framdeles söker bibehålla den ordningen att samtliga byggnadsindexar av- seende bostadsområdet, vilka kan komma ifråga att beräkna inom den statliga sektorn, handlägges av centralbyrån. Vad gäller orts- prisindexar föreslår kommittén att statistis— ka centralbyrån utom för de löpande beräk- ningar som föreslagits i kapitel 6 även skall

svara för de statistiska utredningar som med vissa mellanrum kan behöva utföras främst för att ge bostadsstyrelsen erforderligt un- derlag för översyn av ortskoefficienterna.

De av kommittén föreslagna nya index- arna bör enligt kommitténs uppfattning ef- ter en lämplig övergångstid ersätta de in- dexar avseende nybyggnad av bostäder som i dag beräknas nämligen statistiska cen- tralbyråns byggnadskostnadsindex och en- treprenadindex H-63. Enligt förslaget skall de nya indexarna beräknas löpande fr. o. m. budgetåret 1972/73, varvid uppgifter skall framtas i vissa fall tillbaka till 1967. Beräk- ningen av centralbyråns nuvarande bygg- nadskostnadsindex torde då kunna upp- höra med utgången av 1972. Beräkningen av entreprenadindex H-63 kan med hänsyn till ingångna avtal baserade på denna index behöva fortsätta ytterligare några år, för- slagsvis t. o. m. utgången av 1976. Den fort- satta beräkningen av dessa äldre indexse— rier förutsättes kunna baseras på de pris- uppgifter som kommer att insamlas för den nya faktorprisindexen. Merkostnaden för framräkningen av de äldre indexserierna bliri så fall obetydlig.

De av kommittén föreslagna nya bygg- nadsprisindexarna skall beräknas på grund- val av uppgifter som lämnas i samband med ansökan om statliga bostadslån. Blanketter- na för dessa fastställes av bostadsstyrelsen. Med hänsyn till den avgörande betydelse, som det med dessa blanketter insamlade materialet har för byggnadsprisindexberäk- ningarna föreslår kommittén att det före- skrives att dessa blanketter och därtill hö- rande anvisningar skall fastställas av bo- stadsstyrelsen i samråd med statistiska cen- tralbyrån.

7.1.2 Inrättandet av en byggnadsindex- nämnd

7.1.2.1 Nuvarande nämnder m. m.

I samband med beräkningar och analyser av olika slag, gällande byggnadskostnader— nas utveckling inom bostadsområdet, före- kommer i dag tre olika nämnder eller lik- artade organ i anslutning till den statliga

förvaltningen. Dessa är paritetstalsnämnden, låneunderlagsgruppen och en särskild in- dexkommitté för samråd angående riktlin- jer och metodfrågor gällande nuvarande en- treprenadindex (H-63). I anslutning till sist- nämnda indexkommitté finns även tre sär- skilda grupper för genomgång och diskus— sion (vid s.k. prismöten) av de prisuppgif— ter som framkommer i samband med statis- tiska centralbyråns prisinsamling för beräk- ning av nuvarande byggnadskostnadsin— dex och entreprenadindex. Som bakgrund till kommitténs förslag nedan rörande en byggnadsindexnämnd redogörs här först för dessa nu existerande nämnder och grupper samt för det motsvarande organ, index— nämnden, som finns inrättat med anknyt— ning till beräkningen av konsumentprisin- dex.

Paritetstalsnämnden tillkom 1967 och är knuten till statistiska centralbyrån. Dess uppgift är att pröva och avgöra frågor gäl- lande de allmänna principerna för beräk— ningen av paritetstal. Nämnden består av tio ledamöter med lika många suppleanter. Ledamöter och suppleanter förordnas av Kungl. Maj:t för viss tid. Föredragande och sekreterare hos nämnden är de tjänstemän hos centralbyrån som verket därtill utser. För närvarande är följande institutioner re- presenterade i nämnden: bostadsstyrelsen, finansdepartementet, Hyresgästernas riks- förbund, Hyresgästernas sparkasse- och byggnadsföreningars riksförbund u. p. a., in— rikesdepartementet, Näringslivets bygg- nadsdelegation, statistiska centralbyrån, Svenska byggnadsentreprenörföreningen, Svenska riksbyggen och Sveriges allmännyt- tiga bostadsföretag. Ordförande är central- byråns representant och vice ordförande bo— stadsstyrelsens representant.

Låneunderlagsgruppen tillkom 1964 med uppgift att inom inrikesdepartementet biträ- da med utredningar rörande förhållandet mellan låneunderlag för bostadslån samt däremot svarande produktionskostnader. En anledning till att sådana utredningar ansågs påkallade var bristerna i hittillsvarande byggnadsindexar. Gruppens ledamöter och ordförande samt experter och sekreterare

.foinaiwn ”% -_' "

utses av chefen för inrikesdepartementet. Ledamöterna representerar f.n. bostadssty- relsen, finansdepartementet, inrikesdeparte- mentet, statens institut för byggnadsforsk- ning och statistiska centralbyrån. Ordföran— de är inrikesdepartementets representant. Vidare har som experter till gruppen knutits representanter för bostadsstyrelsen, Hyres- gästernas sparkasse- och byggnadsförening- ars riksförbund u. p. a., statens pris- och kar- tellnämnd, Svenska byggnadsentreprenörför- eningen, Svenska riksbyggen och Sveriges allmännyttiga bostadsföretag. Sekreterare är f.n. en tjänsteman hos statistiska central- byrån. Låneunderlagsgruppen har genom sin sammansättning av ledamöter och ex- perter även kommit att fungera som ett fo- rum för diskussion av frågor i samband med den statliga bostadslångivningen, genom vilket olika institutioner och partsintressen inom bostadsbyggandet kan få direkt kon- takt med departementets arbete härvidlag och även får tillfälle att framföra sina syn- punkter.

Den särskilda indexkommitté som hand- lägger frågor i anslutning till entreprenad— index H-63 består av representanter för byggnadsstyrelsen, Elektriska installatörs- organisationen, Rörledningsfirmornas riks- organisation, statistiska centralbyrån och Svenska byggnadsentreprenörföreningen. Byggnadsentreprenörföreningen tillsätter ordförande och sekreterare. Kommittén till- kom vid inrättandet av entreprenadindex. Då bostadsstyrelsen vid denna tidpunkt ha— de ansvaret för indexberäkningama var sty- relsen representerad i gruppen. Sedan be— räkningarna överförts till centralbyrån del- tar bostadsstyrelsen i kommitténs samman- träden endast med en observatör. Indexkom- mittén sammanträder vid behov (3—4 gånger per år). Mera regelbundet och frekvent hålls s.k. prismöten i de särskilda härför inrät- tade grupperna. Vid prismötena, som äger rum i anslutning till den prisinsamling som utförs av statistiska centralbyrån, diskuteras de av centralbyrån insamlade prisuppgifter- na, varvid i förekommande fall materialet kompletteras och uppenbara felaktigheter korrigeras. Dessa möten hålls med vardera

entreprenörorganisationen dvs. Elektriska installatörsorganisationen, Rörledningsfir- mornas riksorganisation och Svenska bygg— nadsentreprenörföreningen för sig. Från bo- stadsstyrelsens, byggnadsstyrelsens och cen- tralbyråns sida deltager i huvudsak samma representanter som i indexkommittén, me— dan entreprenörorganisationerna i allmän- het representeras av andra eller ytterligare företrädare som experter på prisfrågor. Vid prismötena med Svenska byggnadsentrepre- nörföreningen är entreprenadindexkommit- téns sekreterare ordförande. Prismötena med övriga två organisationer kallas pris- sammanträden och är mera informella. Den till statistiska centralbyrån knutna indexnämnden för konsumentprisindex har enligt sin instruktion att avgöra frågor av principiell natur rörande tillämpningen av de för indexberäkningen gällande grunder- na. Nämnden skall vidare genom rådgivan- de och kontrollerande verksamhet främja beräkningen av konsumentprisindex. I de fall nämnden finner att riktlinjerna för be- räkningarna är i behov av ändring skall nämnden till Kungl. Maj:t inge härav be- tingade förslag. Själva beräkningarna och prisinsamlingen för index handläggs av sta- tistiska centralbyrån. Nämndens ledamöter utses av Kungl. Maj:t. Enligt det förslag (från 1952 års indexkommitté), som låg till grund för nämndens inrättande, bör leda— möterna ej direkt representera olika partsin- tressen. Nämnden bör, framhöll indexkom- mittén, ha en mera allsidig och expertbeto- nad sammansättning och rymma bl. a. så- väl ekonomisk-statistisk sakkunskap som branschexpertis. Då det samtidigt framstod som skäligt, att av indexberäkningarna be— rörda intressegrupper bereddes insyn i in- dexarbetet, utses enligt förslaget vissa leda- möter med erfarenhet från det ekonomisk- statistiska området efter förslag av vissa lön- tagar- och arbetsgivarorganisationer. Kommittén vill slutligen i detta samman- hang erinra om att statens byggnadsbespa- ringsutredning i sitt slutbetänkande (1964) föreslog att sedan konkreta riktlinjer upp- dragits för en ny byggnadskostnadsindex, beräkningen av denna index skulle ske hos

statistiska centralbyrån under medverkan av en nämnd, konstruerad i analogi med den indexnämnd som finns inrättad för konsu- mentprisindex.

7.1,2.2 Behov av en byggnadsindexnämnd

Enligt kommitténs mening ligger det i sa- kens natur, att det inte är möjligt att för ett så komplicerat område, som beräkningen av olika byggnadsindexar utgör, i förväg ut- forma principer, riktlinjer och regler i alla för beräkningarna erforderliga detaljer. Oli- ka indexbehov, branschförhållanden, beräk- ningsunderlag etc. förändras med tiden. Det- ta gör det nödvändigt att anpassa beräk- ningsmetoderna och att pröva och utforma nya principlösningar. Det torde ej heller kunna undvikas att det vid indexberäkning- arna uppkommer åtskilliga frågor, vilka icke kan avgöras enbart på statistiska och beräk- ningstekniska grunder utan kräver en all- män skälighetsprövning.

Då de av kommittén föreslagna nya bygg- nadsindexarna kan väntas komma att fort- löpande spela en betydelsefull roll för många olika beslut i samhället och även i övrigt tillmätas stor betydelse i olika sammanhang, är det vidare enligt kommitténs uppfattning angeläget att skapa största möjliga förtroen- de för indexberäkningarna. Detta främjes bl. a. genom att olika intressenter beredes insyn i och möjlighet att lätt komma till tals i frågor som rör indexarnas konstruktion och beräkning.

Kommittén föreslår av anförda skäl att det, på samma sätt som skett för konsu- mentprisindex, uppdrages åt en särskild nämnd att pröva och avgöra frågor rörande principerna för statistiska centralbyråns byggnadsindexberäkningar.

Förslag framlägges i detta betänkande en- bart beträffande byggnadsindex avseende bostäder. Behovet av att till en nämnd hän- skjuta frågor av i det föregående berört slag torde emellertid göra sig gällande på i hu- vudsak samma sätt för de andra byggnads— indexar som kommittén senare kan komma att föreslå. Byggnadsindexfrågorna bör - oberoende av vilket slag av byggnads- och

anläggningsverksamhet de avser handläg- gas av en och samma nämnd.

Kommittén har prövat lämpligheten av att kombinera den föreslagna nämnden med en- dera indexnämnden för konsumentprisin- dex, paritetstalsnämnden eller låneunder- lagsgruppen.

Indexnämndens för konsumentprisindex nuvarande sammansättning innebär, att den icke i tillräcklig grad inom sig rymmer den branschkunskap på byggnadsområdet som enligt kommitténs uppfattning är önsk— värd för en byggnadsindexnämnd. En utök- ning av indexnämnden, för att tillgodose detta behov såväl som behovet av att ge närmast berörda intressenter möjlighet till insyn i och kontakt med beräkningarna, skulle medföra uppenbara olägenheter. Dels skulle nämnden därigenom bli olämpligt stor, dels skulle den få en för sina övriga funktioner olämplig slagsida åt byggnadsin- dexfrågor. Kraven på samordning mellan byggnadsindex och konsumentprisindex är heller icke sådana att de fordrar en gemen- sam handläggning av de frågor det här gäl- ler; de kan tillgodoses inom ramen för cen- tralbyråns verksamhet i övrigt.

Inte heller finner kommittén det lämp- ligt att kombinera den här föreslagna bygg— nadsindexnämnden med den nuvarande pa— ritetstalsnämnden. Paritetstalsnämnden är förutom av statliga representanter — sam- mansatt av representanter från olika orga- nisationer bl. a. i deras egenskap av att va- ra intressenter och parter på hyresmarkna— den. I paritetstalsnämnden ingår därigenom- representation för vissa partsintressen som ej kan anses naturligen behöva eller böra in- gå i en nämnd för byggnadsindexfrågor. För' att kunna fylla de för en sådan nämnd av- sedda funktionerna skulle vidare den redan nu stora paritetstalsnämnden behöva kom-- pletteras bl.a. med vissa intressenter och experter på frågor rörande byggnadsproduk- tion och på berörda marknader. Olikheterna i önskemålen beträffande paritetstalsnämn— dens och en byggnadsindexnämnds sam- mansättning framgår av en jämförelse mel- lan uppgifterna i det föregående och i det följande om nuvarande resp. av kommittén

'han-:i __

' * "* ärvas—"mrsa;

föreslagen sammansättning av de båda or- ganen. Denna skillnad, liksom en samman— slagen nämnds alltför stora omfattning, blir än mera markerad då i en framtid ytterliga- re byggnadsindex avseende annat än bostä- der skulle tillföras nämndens arbetsområde.

En sammanföring till ett organ av de uppgifter som skulle åvila en byggnadsin- dexnämnd och de uppgifter som åvilar låne- underlagsgruppen finner kommittén ej hel- ler vara önskvärd. Låneunderlagsgruppen bör genom sin uppgift vara knuten till inri- kesdepartementet, medan en byggnadsindex- nämnd enligt kommitténs uppfattning bör knytas till statistiska centralbyrån. Låneun— derlagsgruppen täcker naturligen ej heller genom sin speciella uppgift den sakkunskap inom det ekonomisk-statistiska området som kommittén anser bör ingå i en bygg— nadsindexnämnd. Den behandlar dessutom enbart frågor som rör bostadssektorn, me- dan en byggnadsindexnämnd som ovan nämnts senare även bör omfatta represen- tanter som företräder andra sektorer inom byggnadsbranschen.

Å andra sidan skulle en byggnadsindex- nämnd enligt kommitténs uppfattning ej hel- ler lämpligen kunna ersätta låneunderlags- gruppen. Visserligen torde de av kommittén föreslagna nya byggnadsindexama på vikti- ga punkter komma att ersätta eller under- lätta låneunderlagsgruppens arbete. Kom— mittén har emellertid, vid kontakter med lå- neunderlagsgruppen, funnit att dess verk- samhet rymmer kompletterande och fördju— pande analyser som de olika byggnadsin- dexberäkningama av både praktiska och teoretiska skäl ej kan täcka. Ej heller kan en byggnadsindexnämnd knuten till statis- tiska centralbyrån, som handläggare av be- räkningarna av sådana index, ersätta den kontakt som olika parter inom bostadsbyg- gandet genom låneunderlagsgruppen har med inrikesdepartementets arbete med be- rörda frågor.

7.1.2.3 Förslag angående inrättande av en byggnadsindexnämnd

Kommittén föreslår med hänvisning till vad som i det föregående anförts, att det inrättas

en särskild byggnadsindexnämnd med upp- gift att fortlöpande pröva principerna för byggnadsindexberäkningarna. Nämnden bör vara allsidigt sammansatt av berörda och i olika delar av frågan sakkunniga par- ter och knytas till statistiska centralbyrån. Nämnden föreslås vara beslutande i princip- frågor, medan den i andra frågor bör vara enbart rådgivande. Statistiska centralbyrån skall såsom handläggare av indexberäkning- arna besluta i beräkningsfrågor, i särskilt på- kallade fall efter nämndens hörande.

Enligt kommitténs uppfattning, bör så- som fallet är beträffande indexnämnden för konsumentprisindex ledamöternas uppgift i byggnadsindexnämnden vara att delta i nämnden i egenskap av sakkunniga inom olika av beräkningarna berörda områden. Nämnden bör således icke vara ett organ för avvägning av olika av indexberäkningarna berörda partsintressen. Detta hindrar inte, enligt kommitténs uppfattning, att huvud- parten av ledamöterna kan och bör utses på förslag av de myndigheter och organisatio- ner som i första hand är konsumenter eller på annat sätt intressenter av byggnadsindex. Härigenom uppnås att dessa bereds möjlig— het till önskvärd insyn i och kontakt med indexberäkningarna.

Byggnadsindexnämnden bör enligt kom- mitténs uppfattning tillsättas och ledamö- terna utses på samma sätt som sker beträf— fande indexnämnden för konsumentprisin- dex och paritetstalsnämnden. Detta sker för närvarande genom beslut av Kungl. Maj:t som dessförinnan inhämtar förslag från be- rörda organ. Departementsutredningen har emellertid framlagt förslag om ändrat till- sättningsförfarande beträffande indexnämn- den, paritetstalsnämnden m.fl. till central- byrån knutna organ. Därest detta förslag ge- nomföres, bör enligt kommitténs mening även byggnadsindexnämnden utses enligt den nya ordningen. Innebörden härav är att Kungl. Maj:t skulle utse de institutioner och myndigheter som skall föreslå bygg- nadsindexnämndens ledamöter, medan cen— tralbyråns styrelse efter förslag från dessa institutioner skulle utse ledamöterna och ordförande.

Ordförande i byggnadsindexnämnden bör vara en tjänsteman hos statistiska centralby- rån. Föredragande och sekreterare hos nämnden bör vara de tjänstemän hos cen- tralbyrån som av denna utses därtill. Även i övrigt skall centralbyrån på sedvanligt sätt tillhandahålla nämnden den arbetshjälp och de upplysningar som nämnden behöver. Nämnden bör äga befogenhet att, i den mån så är påkallat, från fall till fall tillkalla sär- skilda experter.

I ett inledningsskede så länge enbart olika byggnadsindex för bostäder behand— las skulle de institutioner och myndighe— ter som föreslår byggnadsindexnämndens le- damöter enligt kommitténs uppfattning lämpligen kunna utgöras av: bostadsstyrel- sen; statens pris- och kartellnämnd; konjunk- turinstitutet; statens institut för byggnads- forskning; Svenska byggnadsentreprenörför- eningen och Svenska byggnadsindustriför- bundet i samråd; Elektriska installatörsor- ganisationen och Rörledningsfirmornas riks- organisation i samråd; Sveriges allmännytti- ga bostadsföretag; Hyresgästernas sparkasse- och byggnadsföreningars riksförbund 11. p. a. och Svenska riksbyggen i samråd samt Svenska byggnadsarbetarförbundet. Härut- över skulle enligt ovan som dess ordförande en representant för statistiska centralbyrån komma att ingå i nämnden.

Senare när byggnadsindexberäkningarna byggs ut för att täcka fler kategorier av byggnader än bostäder bör även byggnads- styrelsen och Byggherreföreningen samt eventuellt representanter för vissa andra sektorer av byggandet få ge förslag till leda- möter i byggnadsindexnämnden.

Antalet ledamöter skulle enligt kommit- téns förslag ovan till en början komma att uppgå till tio. För var och en av dessa bör personliga suppleanter utses enligt samma ordning som föreslagits beträffande ledamö- terna. Besluten i nämnden bör fattas genom enkel röstpluralitet med utslagsröst för ord— föranden. Nämnden bör sammanträda så ofta som erfordras, dock minst två gånger per år. Vid nämndens sammanträden skall föras protokoll.

Med hänsyn till att paritetstalet skall ba-

seras på en viss typ av byggnadsprisindex måste en gränsdragning göras mellan pari- tetstalsnämndens och byggnadsindexnämn- dens befogenheter vad gäller denna index. Kommittén förutsätter att det i utgångslä- get, med utgångspunkt i kommitténs för- slag (kapitel 6), fixeras vissa riktlinjer för hur denna index skall vara konstruerad. Vad gäller de principfrågor som sedermera upp- kommer, bör det enligt kommitténs uppfatt- ning ankomma på paritetstalsnämnden att såsom avnämare av nämnda byggnadspris- index svara för erforderlig kravspecifika- tion i principiella termer avseende index- ens avgränsning och vad den skall mäta. Det bör däremot icke ankomma på pari- tetstalsnämnden utan på byggnadsindex- nämnden att handlägga frågor av indextek- nisk natur och frågor som gäller utform- ningen av beräkningsprincipema inom ra— men för given kravspecifikation. Detta ute- sluter givetvis inte att samråd mellan nämn- derna kan förekomma då så synes motive- rat.

Inrättandet av byggnadsindexnämnden gör den särskilda indexkommitté som i dag finns för frågor rörande entreprenadindex överflödig; den bör sålunda upphöra. De prismöten som förekommer i anslutning till denna kommitté ger dock centralbyrån möjlighet att höra olika parter och tillfälle att utnyttja expertkunskap som inte rimli- gen mer än delvis kan tillgodoses inom cen— tralbyrån. Härigenom erhålles en ytterliga- re kontroll av det insamlade materialet, vil- ken med nuvarande prisinsamlingsmetodik får bedömas såsom angelägen. Mötena tor- de även bidra till att skapa förtroende för indexberäkningarna genom den insyn i des- sa som beredes olika parter. De frågor som behandlas vid ifrågavarande prismöten är av så detaljerad natur att de icke rimligen annat än i undantagsfall kan behandlas av den föreslagna byggnadsindexnämnden. En- ligt kommitténs uppfattning bör därför pris- möten av detta slag arrangeras även i fram- tiden, därest inte inom centralbyrån pågåen- de försök med en ny prisinsamlingsmetodik — s.k. fakturainsamling skulle leda till att nuvarande prisinsamlingsförfarande skulle

komma att i stor utsträckning ersättas av den nya metoden.

Prismötenas organisation behöver dock enligt kommitténs uppfattning omprövas. Sålunda finner kommittén det nödvändigt bl.a. att fler representanter för byggherre- intressen, speciellt inom bostadsområdet, är företrädda än vad som f.n. är fallet. Det är enligt kommitténs uppfattning vidare olämp- ligt att företrädare för visst partsintresse så- som ordförande leder prismötena. Då pris- mötena huvudsakligen bör avse att ge statis- tiska centralbyrån kompletterande sakkun— skap, bör centralbyrån svara för ordföran- deskapet och även vara sammankallande vid dessa möten. Prismötena bör ej vara be- slutande utan rådgivande till statistiska cen- tralbyrån i frågor rörande prisinsamling för olika byggnadsindexar. Den närmare ut- formningen av prismötenas sammansättning och organisation bör det enligt kommitténs mening anförtros centralbyrån att bestämma efter föreliggande behov.

7.2. Kostnadsberäkningar 7.2.1 Inledning

Inom statistiska centralbyrån insamlas och bearbetas de ansökningshandlingar för så- väl flerfamiljshus som s.k. gruppbyggda småhus vilka ligger till grund för preliminärt beslut om statligt bostadslån. Materialet finns från och med årgång 1968 samlat i årsvisa dataregister IDLA 68, IDLA 69 osv. (IDLA : integrerad databehandling av låneansökningar).

Dessa dataregister ligger till grund för oli- ka statistiska bearbetningar. Sålunda utnytt- jas materialet förutom för den av statistiska centralbyrån producerade låneobjektsstatis- tiken bl. a. av den till inrikesdepartementet knutna låneunderlagsgruppen för analyser av pantvärden och produktionskostnader (låneunderlagsundersökningen). Andra stör- re konsumenter är statens institut för bygg- nadsforskning och bostadsstyrelsen, vilka ut- för ingående analyser av materialet. Mate- rialet har vidare utnyttjats vid de av statis- tiska centralbyrån utförda beräkningarna av

byggnadsprisindex för de preliminära pa- ritetstalen enligt av kommittén rekommen- derade metoder.

Vad avser de slutliga besluten om stat- ligt bostadslån har dessa hittills ej bearbe- tats. Statistiska centralbyrån har emellertid beviljats medel för att under budgetåret 1971/72 påbörja en successiv uppläggning av register avseende även de slutliga beslu- ten om statligt bostadslån för flerfamiljshus.

I beaktande av de i kapitel 6 av kommit- tén föreslagna tämligen omfattande och re- lativt komplicerade beräkningsmetoderna är en organisation av materialet i dataregister av ovan angivet slag en nödvändig förutsätt- ning för indexberäkningarnas genomföran- de. De ifrågavarande registren är emeller— tid som angivits motiverade även av andra användningar. I det följande förutsättes att medel årligen beviljas för aktualisering och vård av de ovan nämnda grundläggande da- taregistren; kostnaden härför har icke in- räknats i de i det följande redovisade kost- nadskalkylerna.

7.2.2. Kostnader för löpande beräkningar

För genomförande av löpande beräkningar av byggnadsindex för bostäder enligt kom- mitténs förslag erfordras enligt kommitténs beräkningar en förstärkning av statistiska centralbyråns personal med en kvalificerad handläggare och ett kvalificerat biträde samt medel för programmering, maskinbearbet— ning, publicering m. m.

Då det gäller de löpande beräkningarna kan betydande variationer i kostnaderna fö- rekomma från ett år till ett annat. Sådana variationer kan uppstå som följd av för— ändringar i bostadslångivningen, som med- för att dataregistren och därvid även be- räkningsunderlaget får en ny utformning. För ett år då inga merkostnader (för mer omfattande programmeringsinsatser) för dy- lika förändringar uppstår kan kostnaderna för de löpande beräkningarna uppskattas till 240000 kronor, varav ca 185000 kronor utgör lönekostnader m.m. och 55 000 kro- nor övriga kostnader.

Lönekostnadema har beräknats inklusive

de påslag för administration, lokaler, pen- sionskostnader rn. m. vilka tillämpas vid sta- tistiska centralbyråns anslagsberäkningar. Kostnadsberäkningen har utförts i samma löne- och prisläge som tillämpats av statis- tiska centralbyrån i verkets förslag till än- slags'askanden för budgetåret 1972/73.

Ovanstående merkostnader avser huvud- sakligen de nya byggnadsprisindexberäk- ningarna. För faktorprisindex beräknas f. n. endast en förhållandevis obetydlig kostnads- ökning som följd av de i kapitel 6 föreslagna nya arbetskostnadsberäkningarna. För de extra kostnader som kan uppstå i samband med de för vissa år föreslagna budgetberäk- ningarna samt för kostnader som kan föran- ledas av det inom statistiska centralbyrån pågående utredningsarbetet (utökat urval etc.) har hänsyn ej tagits i kalkylen.

I kalkylen ingår som angivits inte heller sådana merkostnader som kan uppstå till följd av krav vissa år på mer omfattande programmeringsinsatser. Ej heller har in- räknats kostnaderna för de särskilda utred- ningar som med vissa års mellanrum kan behöva utföras t. ex. för mera omfattande kvalitetsgranskning av materialet eller för revidering av ortskoefficienterna. Det har förutsatts att sådana merkostnader i de ak- tuella fallen skall täckas genom särskild me- delsanvisning.

7.2.3. Kostnader för igångsättning

Som framgår av kapitel 6 förordar kom- mittén att de nya indexserierna skall beräk— nas fr. o. rn. 1968. Detta innebär att retroak- tiva beräkningar måste utföras för tidigare årgångar. Under förutsättning att löpande beräkningar kommer till stånd med början från och med budgetåret 1972/73 skulle dessa retroaktiva beräkningar, till den del de grundar sig på de preliminära besluten om statligt bostadslån för såväl flerfamiljs- hus som gruppbyggda småhus, således kom— ma att omfatta årgångarna 1968—1971 samt första halvåret 1972. För hus med slutligt beslut om statligt bostadslån, där beräkning- ar endast skall utföras för flerfamiljshusen, kommer de retroaktiva beräkningarna att ut-

föras för hus färdigställda 1967 och 1968. I detta senare fall har då hänsyn tagits till tiden mellan husets färdigställande och den tidpunkt när beräkningsunderlaget blir till- gängligt. Denna tidrymd är för närvarande 2—3 år. Anledningen till att materialet av- seende 1967 måste bearbetas är att en be- räkning avseende prisförändringen mellan 1967 och 1968 krävs för det slutliga pari— tetstalet.

Kostnaderna för dessa i inledningsskedet erforderliga retroaktiva beräkningarna om- fattande ovan angivna årgångar jämte kost- naderna i starten för programmering och uppläggning av beräkningarna uppskattar kommittén till 310 000 kronor, varav 50 000 kronor avser extra personal, 150 000 kronor programmering, samt 110000 kro- nor utgör kostnader för maskinbearbetning- ar.

Kommittén räknar med att de retroak- tiva beräkningarna skall kunna utföras jäm- sides med de löpande under budgetåret 1972/73.

Föreliggande bilaga upptar definitioner eller förklaringar av vissa termer som ofta an- vänds i betänkandet. Termer som ej åter— finns nedan har i allmänhet bedömts ej be- höva närmare förklaras. I en del fall kan det därvid föreligga en relativt allmänt känd och tillfredsställande tolkning av respektive term. I andra fall kan det vara svårt att ge en definition med hänsyn till det allmänna

Defini