De ongelijkheid van het primair inkomen liep in de periode 2001–2015 op door vergrijzing en de crisis. Maar welk effect heeft de toegenomen arbeidsparticipatie van vrouwen? En wat is de rol van compenserende herverdeling zoals sociale uitkeringen, belastingen en premies?
In het kort
– De ongelijkheid in primair inkomen groeide vooral door de combinatie van vergrijzing en economische crisis.
– De gestegen arbeidsdeelname had een nivellerende uitwerking op de ongelijkheid in primair inkomen.
– Toegenomen herverdeling, vooral door AOW- en pensioenuitkeringen, streek de toenemende ongelijkheid vrijwel glad.
Sinds 2014 staat de ongelijkheid van inkomens en vermogens voortdurend hoog op de publieke, politieke en internationale agenda. Dat komt vooral door de in 2013 verschenen internationale studie van Piketty (Piketty, 2014), die rapporteerde dat in veel landen de ongelijkheid in inkomen en vermogen steeds groter wordt. Deze toenemende scheefheid zou gepaard gaan met een stijgend wantrouwen van de burger in medeburgers en politiek, en aldus een ondermijnende invloed hebben op de institutionele structuren van de samenleving.
Voor Nederland meldde de Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid in het rapport Hoe ongelijk is Nederland (WRR, 2014) eveneens een stijgende inkomens- en vermogensongelijkheid, en vooral werd er een groeiende kloof tussen arm en rijk gesignaleerd. Het CBS benadrukt evenwel in zijn rapportages dat er globaal genomen vanaf 2000 geen sprake is van een toenemende ongelijkheid in het besteedbaar inkomen van huishoudens (CBS, 2016; 2017a; Pouwels-Urlings en Van den Brakel, 2014). Ook Caminada et al. (2017) betogen dat de verschillen in het besteedbaar inkomen in Nederland sinds 1990 vrijwel stabiel zijn. Zij constateren weliswaar een toegenomen ongelijkheid in inkomen uit arbeid of winst uit een onderneming, maar laten tevens zien dat de groter wordende verschillen in primair inkomen niet in het besteedbaar inkomen doorwerken vanwege een gestegen herverdeling via sociale uitkeringen en belastingen.
In het onderzoek naar inkomensongelijkheid wordt er doorgaans voorbijgegaan aan het feit dat de samenleving voortdurend aan verandering onderhevig is. Tot op heden zijn de effecten van belangrijke maatschappelijke veranderingen op inkomensongelijkheid – zoals de gestegen arbeidsparticipatie van vrouwen en de toegenomen vergrijzing – nog niet onderzocht. Dat is opmerkelijk, want deze veranderingen raken het primair inkomen van huishoudens.
Met CBS-inkomensgegevens is er, voor de periode 2001–2015, onderzocht in hoeverre de genoemde maatschappelijke veranderingen en de wisselende conjunctuur hun weerslag hebben gehad op de gestegen ongelijkheid in het primair inkomen van huishoudens. Het primair inkomen – en niet het besteedbaar inkomen – vormt dus het vertrekpunt van de analyse (kader 1). Dit omdat de groter wordende verschillen in primair inkomen vanwege compenserende herverdeling niet of nauwelijks in het besteedbaar inkomen doorwerken.
Kader 1: Primair inkomen
Het primair inkomen bestaat uit de beloning voor arbeid, de opbrengst van vermogen en het resultaat van een eigen onderneming. De overheid herverdeelt het primair inkomen van huishoudens door de heffing van premies en belasting aan de ene kant, en door het verstrekken van uitkeringen aan de andere kant. Uit het proces van verwerving en herverdeling resulteert het besteedbaar inkomen, dat het uitgangspunt vormt voor de beschrijving van de inkomensverdeling (CBS, 2016). Het door het CBS gehanteerde conceptuele kader van inkomen sluit aan op internationale standaarden en aanbevelingen (OESO, 2013). De inkomensbestanddelen zoals die uitdrukking geven aan de vorming en herverdeling van het inkomen staan in figuur 1 weergegeven.
Om inkomens tussen de verschillende typen huishoudens en in de tijd onderling vergelijkbaar te maken, worden het primair, bruto- en besteedbaar inkomen gestandaardiseerd met equivalentiefactoren. Deze corrigeren voor samenstelling en grootte, zodat inkomens tussen de verschillende typen huishoudens en in de tijd onderling vergelijkbaar zijn.
Methode
De gegevens zijn afkomstig uit het Inkomenspanelonderzoek (IPO) en uit de vernieuwde Inkomensstatistiek van het CBS (kader 2). Tot de doelpopulatie van het onderzoek behoren alle particuliere huishoudens in Nederland. Huishoudens zonder primair inkomen, dus die alleen inkomen uit een sociale uitkering betrekken, krijgen als primair inkomen een nul-inkomen toebedeeld. Om het effect van een maatschappelijke verandering op de gestegen ongelijkheid in primair inkomen te kwantificeren, zijn de jaren 2002–2015 telkens gestandaardiseerd naar de situatie van 2001. Het standaardiseren voor arbeidsparticipatie is bewerkstelligd door voor de jaren 2002–2015 de verdeling van het aantal niet-AOW-huishoudens met nul, een of twee werkenden zodanig te corrigeren dat deze gelijk is aan de verdeling van 2001. Bij standaardisatie voor vergrijzing is er uitgegaan van de leeftijdsverdeling van de hoofdkostwinner van het huishouden in 2001. Er is met de wisselende conjunctuur, als gevolg van de dip in 2004 en 2005 en de economische crisis in 2009–2013, rekening gehouden door te standaardiseren naar de verdeling van de voornaamste inkomensbron in 2001 van niet-AOW-huishoudens.
Kader 2: Data
Voor de jaren 2001–2011 zijn de onderzoeksdata afkomstig uit het IPO, dat op steekproefbasis (jaarlijks circa 90.000 huishoudens) inkomensgegevens bevat die voornamelijk van de Belastingdienst komen. Vanaf statistiekjaar 2011 publiceert het CBS de inkomensgegevens niet meer uit de IPO-steekproef, maar op basis van de hele bevolking. Daarnaast is ten opzichte van het IPO de meting van verschillende inkomensposten herzien en verbeterd en is de populatie waarvan de jaarlijkse inkomensgegevens verzameld worden, verlegd van het eind naar het begin van het jaar (CBS, 2017b).
De revisie heeft een aantal belangrijke gevolgen. De opwaardering van de netto-huurwaarde leidde ertoe dat het inkomen uit vermogen van huishoudens met een eigen woning steeg, waardoor het primair inkomen van diverse bevolkingsgroepen met eerder een negatief primair inkomen – zoals zelfstandigen met verlies of pensioenontvangers met een hypotheekschuld – groter of zelfs positief werd. Eerder onderzoek wees uit dat bij een afname van het aantal negatieve inkomens de ongelijkheid een stuk kleiner wordt (Chen et al., 1982). Het nivellerende effect van de gekrompen groep negatieve primaire inkomens op de ongelijkheid was sterker dan het denivellerende effect van het uiteenlopen van het inkomen van huurders en eigenwoningbezitters.
De revisie van de Inkomensstatistiek bracht de ongelijkheid in het besteedbaar inkomen juist op een iets hoger niveau: na aftrek van betaalde premies en inkomstenbelasting kwamen de inkomens van huurders en eigenwoningbezitters daardoor verder uit elkaar te liggen (CBS, 2017a). Het hogere ongelijkheidsniveau kwam ook doordat het inkomen van mensen die in de loop van het jaar overleden, vóór de revisie niet meetelde en na de revisie wel. Vaak gaat het om de oudere AOW- en pensioenontvangers, dus huishoudens met een relatief laag inkomen. De groep met een gering inkomen is na revisie dus groter, wat denivellerend werkt op de ongelijkheid in het besteedbaar inkomen.
De gepresenteerde cijfers over 2015 zijn voorlopig. Bij het samenstellen van voorlopige cijfers zijn er nog weinig belastinggegevens van directeuren-grootaandeelhouders (dga’s) beschikbaar. Deze worden grotendeels overgenomen uit het voorgaande jaar. Vanwege een eenmalig geldend lager belastingtarief in 2014 keerden dga’s zich in dat jaar extra dividend aanmerkelijk belang uit. Deze extra inkomsten aanmerkelijk belang hadden voor 2014 een stijging in de inkomensongelijkheid tot gevolg, maar in 2015 speelde dit belastingvoordeel niet meer. Om te voorkomen dat dit voordeel in de voorlopige cijfers van 2015 oneigenlijk doorwerkt, is voor dat jaar de inkomenscomponent aanmerkelijk belang herwogen naar de gebruikelijke situatie waarin er geen belastingvoordeel geldt.
Bij het berekenen van de herverdelingseffecten van de geïnde belastingen en premies blijf de belastingheffing beperkt tot de inkomstenbelasting; heffingen via indirecte belastingen, zoals bijvoorbeeld de btw en accijnzen en ook de gemeentelijke heffingen, konden niet worden meegenomen. De herverdelingseffecten zijn bepaald volgens de decompositiemethode, zoals die in Caminada et al. (2017) is uiteengezet. Het totale herverdelingseffect van belastingen en premies en sociale uitkeringen op de ongelijkheid wordt daarbij bepaald als het verschil tussen de ongelijkheid van primair inkomen en de ongelijkheid van besteedbaar inkomen, als percentage van de primaire ongelijkheid. Het effect van alleen sociale uitkeringen volgt uit het verschil tussen ongelijkheid bruto-inkomen en ongelijkheid primair inkomen. Het verschil tussen ongelijkheid bruto-inkomen en ongelijkheid besteedbaar inkomen geeft de portie weer die alleen voor rekening komt van de herverdeling door belastingen en premies.
Maatschappelijke veranderingen
De ongelijkheid in het primair inkomen van huishoudens wordt gemeten met de Gini-coëfficiënt. Deze is in de periode vóór revisie van de Inkomensstatistiek gestegen van 0,53 in 2001 naar 0,56 in 2011. Ook in de jaren na revisie stijgt de ongelijkheid verder (tabel 1).
Vanaf 2006 drukt de toenemende arbeidsparticipatie van vrouwen het niveau van de inkomensongelijkheid. Figuur 2 laat zien dat, bij het constant houden van de arbeidsparticipatie van vrouwen, de ongelijkheid in primair inkomen vanaf 2006 jaarlijks op een hoger niveau ligt dan in de ongecorrigeerde – feitelijke – ontwikkeling. De toenemende arbeidsparticipatie van vrouwen werkt dus nivellerend. Doordat de crisis een rem zette op de groei van de arbeidsparticipatie van vrouwen blijft het verschil na 2008 nagenoeg constant (Portegijs en Van den Brakel, 2016).
De stijging van de ongelijkheid in primair inkomen in de periode 2001–2015 is volledig toe te schrijven aan de toenemende vergrijzing en economische tegenspoed. Doordat er vanaf 2010 steeds meer babyboomers tot de AOW-huishoudens behoren, groeide de groep met een negatief, gering of geen inkomen flink, en heeft de vergrijzing een steeds grotere denivellerende impact op ongelijkheid. Als de leeftijdssamenstelling van de Nederlandse bevolking vanaf 2001 onveranderd zou zijn geweest, was de ongelijkheid in primair inkomen minder gegroeid (figuur 2).
Naast vergrijzing werkt ook conjuncturele neergang denivellerend. Voor het vaststellen van de conjuncturele invloed is de samenstelling van niet-AOW-huishoudens naar hun voornaamste inkomensbron een graadmeter. Gedurende de economische crisis in 2009–2013 liep de werkloosheid op, daalde het aantal werknemershuishoudens en steeg het aantal huishoudens met voornamelijk inkomen uit een uitkering (CBS StatLine, 2017). Daarnaast groeide het aandeel ondernemershuishoudens, een groep met een relatief hoge inkomensongelijkheid (CBS, 2016). De correctie voor conjuncturele schommelingen, door het constant houden van de verdeling naar inkomensbron in 2001, toont denivellerende effecten in de periode 2003–2005. Dat valt samen met de economische dip toentertijd. Daarnaast zijn er in de periode 2010–2015 denivellerende effecten te zien; die periode overspant grotendeels de economische crisis. Het in 2014 ingezette economische herstel komt in het ongelijkheidscijfer van dat jaar nog niet tot uitdrukking. Directeur-grootaandeelhouders keerden zich toen extra dividend aanmerkelijk belang uit, wat een incidentele opstuwing van de inkomensongelijkheid in 2014 tot gevolg had. In 2007 speelde dit lagere belastingtarief ook, wat eveneens tot een lichte piek in de ongelijkheid leidde. Als evenwel de 2001-verdeling naar inkomensbron en leeftijd constant wordt gehouden en ook de incidentele pieken van 2007 en 2014 buiten beschouwing blijven, is er geen sprake meer van een stijgende primaire ongelijkheid.
Bijsturing door herverdeling
Het in de economie verworven, primair inkomen wordt herverdeeld door de heffing van premies en belasting en de verstrekking van uitkeringen. De ongelijkheid van het hieruit resulterende besteedbaar inkomen is sinds 2001 nagenoeg constant: vóór revisie een Gini-coëfficiënt van 0,28 en erna een Gini-coëfficiënt van 0,29 (tabel 1).
In 2001 verminderde het stelsel van uitkeringen en belastingen de ongelijkheid in primair inkomen met bijna 48 procent, om voor het besteedbaar inkomen op een Gini-coëfficiënt van 0,28 uit te komen. De compenserende herverdeling liep op naar ruim 50 procent in 2011. Ook de cijferreeks vanaf 2011 na revisie toont een verder toenemende, compenserende herverdeling.
De sociale uitkeringen hadden een sterker reducerend effect op de ongelijkheid dan premies en belastingen. Van de sociale uitkeringen speelde de AOW-uitkeringen hierin een steeds grotere, dempende rol. Vanaf 2011 speelde de aanvullend-pensioenuitkeringen een minder belangrijke denivellerende rol, doordat aanvullende pensioenen tijdens de crisis werden gekort, dan wel niet of beperkt geïndexeerd werden. Premies en belastingen kregen een steeds sterker herverdelend effect, doordat de loon- en inkomstenbelasting sinds 2001 progressiever werden.
De gestegen arbeidsdeelname van vrouwen en de conjuncturele veranderingen hadden duidelijk minder invloed op de herverdeling dan de toegenomen vergrijzing. Had de vergrijzing na 2001 niet verder doorgezet, dan was het reductie-aandeel van AOW en aanvullend pensioen in de primaire ongelijkheid ongeveer een kwart gebleven, in plaats van de waargenomen bijna dertig procent. Tegelijkertijd was de reductie door overige sociale uitkeringen wat hoger geweest (8,7 tegen 6,9 procent). Verhoudingsgewijs zou het herverdelende effect van het stelsel van sociale uitkeringen en belastingen zonder de verdergaande vergrijzing dus minder groot zijn geweest.
Discussie
De stijging van de ongelijkheid in primair inkomen van huishoudens tussen 2001 en 2015 komt voor rekening van de toegenomen vergrijzing in combinatie met de conjuncturele neergang. De toegenomen arbeidsparticipatie van vrouwen in deze periode had een nivellerende uitwerking. De ongelijkheidsstijging in 2001–2015 werd goeddeels tenietgedaan door een toenemende inkomensherverdeling via sociale uitkeringen, met name via AOW en aanvullend pensioen, en in mindere mate via premie- en belastingheffing. De ongelijkheid in besteedbaar inkomen bleef daardoor nagenoeg stabiel.
De Gini-coëfficiënt signaleert vooral veranderingen in het brede midden van de inkomensverdeling, de staarten wegen minder zwaar, maar het is wel de standaardmaat voor internationale vergelijking. Dit omdat deze maat de inkomensverschillen tussen alle huishoudens van de populatie in ogenschouw neemt. Een alternatieve maatstaf voor ongelijkheid, de relatieve interkwartielafstand die ongelijkheid in het midden meet, laat geen stijging zien in vijftien jaar tijd (tabel 2).
Wanneer alleen de totale inkomenssom wordt vergeleken van de laagste (S10) met die van de hoogste inkomensdecielgroep (S90) is er evenwel een toegenomen kloof zichtbaar. Dit als gevolg van de daling van het inkomen aan de onderkant van de inkomensladder en de stijging aan de bovenkant. De verarming van de laagste inkomensgroep komt door een veranderde samenstelling. De groep bevat steeds minder gepensioneerden omdat de jongere pensioenontvangers steeds vaker deel uitmaken van de hogere inkomensgroepen. Dit komt niet alleen doordat vrouwen steeds vaker een aanvullend pensioen hebben. Ook zijn jongere pensioenontvangers hoger opgeleid en ontvangen daardoor meer aanvullend pensioen dan de oudere pensioenontvangers, die veelal vooral op de AOW zijn aangewezen (CBS, 2017c). Tegelijkertijd is het aandeel studenten in de laagste inkomensgroep toegenomen, omdat jongeren tijdens de crisis moeilijker aan werk kwamen en langer doorleerden.
In de hoogste inkomensgroep daalde in de loop van deze eeuw het aandeel huishoudens met inkomen uit arbeid. Het aandeel ondernemershuishoudens, die vaak een beduidend hoger inkomen hebben, nam toe in de hoogste groep. Bovendien gingen huishoudens in de hoogste inkomensgroep er tijdens de crisis minder in koopkracht op achteruit dan de huishoudens die in de laagste inkomensgroep bleven steken (CBS, 2015). Ook daardoor groeide de kloof tussen de groepen aan de uiteinden van de inkomensverdeling.
Literatuur
Caminada, C.L.J., K.P. Goudswaard en J. Been (2017) De ontwikkeling van inkomensongelijkheid en inkomensherverdeling in Nederland 1990–2014. Rapport. Universiteit Leiden.
CBS (2015) Koopkracht gestegen na vier jaar daling. Persbericht, 7 september 2015. Den Haag: CBS.
CBS (2016) Welvaart in Nederland 2016. Den Haag: CBS.
CBS (2017a) Stijging huizenprijzen verkleint vermogensongelijkheid in 2015. Persbericht, 8 februari 2017. Den Haag: CBS.
CBS (2017b) Inkomensstatistiek: herziene cijfers. Rapport. Den Haag: CBS.
CBS (2017c) Ontwikkeling inkomen en vermogen 65-plussers na ’95. CBS-persbericht, 7 maart 2017. Den Haag: CBS.
CBS StatLine (2017) Inkomensgroepen; particuliere huishoudens naar diverse kenmerken. Statistiek 8 februari 2017. Te vinden op http://statline.cbs.nl.
Chen, C.-N., T.-W. Tsaur en T.-S. Rhai (1982) The Gini Coefficient and negative Income. Oxford Economic Papers, New Series, 34(3), 473–478.
OESO (2013) OECD Framework for statistics on the distribution of household income, consumption and wealth. Parijs: OESO.
Piketty, T. (2014) Kapitaal in de 21ste eeuw. Amsterdam: De Bezige Bij.
Portegijs, W. en M. van den Brakel (red.) (2016) Emancipatiemonitor 2016. Den Haag: SCP/CBS.
Pouwels-Urlings, N. en M. van den Brakel (2014) Vermogensongelijkheid tijdens de crisis. ESB, 99(4688), 396–398.
WRR (2014) Hoe ongelijk is Nederland? Een verkenning van de ontwikkeling en gevolgen van economische ongelijkheid. Den Haag/Amsterdam: Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid / Amsterdam University Press.
Auteurs
Categorieën
