Draagkrachtverschillen tussen
huishoudens met een resp. twee
kostwinners
DRS. A.J.M. HAGENAARS – DRS. M.E. HOMAN
PROF. DR. B.M.S. VAN PRAAG*
Naar aanleiding van de huidige discussie over draagkrachtverschillen tussen een- en tweeverdieners
hebben de auteurs van dit artikel een poging gedaan deze draagkrachtverschillen te kwantificeren. Zij
komen tot de conclusie dat er sterke aanwijzingen zijn voor het bestaan van draagkrachtverschillen,
waarbij bij gelijk netto huishoudinkomen het tweeverdienershuishouden aanmerkelijk minder
draagkrachtig is dan het overeenkomstige eenverdienershuishouden. Er lijkt een marge te liggen van
circa 30%. Dit kan worden toegeschreven aan de geringe mogelijkheid voor thuisproduktie in een
twee-kostwinnershuishouden. Het huidige progressievoordeel voor tweeverdieners blijkt in het
algemeen het draagkrachtverschil slechts onvolledig te compenseren. Een belastingwijziging die het
netto inkomensverschil tussen een- en tweeverdieners met hetzelfde bruto huishoudinkomen
verkleint, lijkt dus niet in overeenstemming met het draagkrachtprincipe.
1. Inleiding
Reeds gedurende enige jaren waart door Nederland het spook
van het tweeverdienersprobleem. Nadat in het begin van de jaren
zeventig naar het leek voorgoed afscheid werd genomen van de
oude gewoonte alle inkomens in een huishouden op te tellen tot
een belastbaar inkomen van een (fictieve) hoofdkostwinner, en
mede op grond van extra kosten in het huishouden van de tweeverdieners, een zogenaamd ,,progressievoordeel” aan de tweeverdieners werd toegekend, heeft zich in de jaren tachtig een tegenstroming gevormd die tracht genoemd voordeel weer ongedaan te maken. Veelal beroept men zich hierbij op het draagkrachtbeginsel. Dit houdt in dat belastingplichtigen met gelijke
draagkracht gelijkelijk dienen te worden aangeslagen en dat het
belastingbedrag monotoon moet stijgen met de draagkracht.
Weinigen zullen de aantrekkelijkheid van dit principe voor
belastingheffing willen ontkennen. Praktisch zijn er echter problemen bij de definitie van ,,draagkracht”. Meestal berusten
draagkrachtvergelijkingen op politiserende intui’tie, waarbij de
vermeende belangen van de electorate achterban stevig in het
oog worden gehouden; bovendien refereren de politici en actiegroepen — zeer begrijpelijk — in hoofdzaak aan hun eigen situatie, wat er toe leidt dat zowel e6n- als tweeverdienende Kamerleden geneigd zijn de draagkrachtverschillen ten gunste van hun
eigen groep te interpreter en.
Het begrip ,,draagkracht” is niet empirisch geoperationaliseerd en kan dus goed worden gebruikt in met verve gebrachte
politieke slogans ter verdediging van het een of het andere standpunt. In elke gemeenschap, hoe primitief ook, kent men collectieve goederen (bij voorbeeld defensie). De produktie daarvan
vindt plaats door bijdragen van de leden van het collectief in natura, bij voorbeeld in de vorm van ,,herendiensten”, dienstplicht enz., of wel door het ter beschikking stellen van een gedeelte van de individuele koopkracht in geld of produktie van
het eigen bedrijf. Pas vrij recent is onze maatschappij zozeer gemonetariseerd dat draagkracht synoniem wordt gesteld met geldelijke draagkracht en individuele bijdragen aan de produktie
van collectieve goederen slechts in een geldbedrag kunnen worden voldaan.
552
In een eerste benadering wordt dan de draagkracht van een
huishouden gerepresenteerd door het bruto huishoudinkomen y.
De te betalen belasting per huishouden wordt dan afhankelijk
gemaakt van y en beschreven door een belastingfunctie t = t(y).
De belastingtabel is een tabelmatige beschrijving van deze belastingfunctie. In de fiscale praktijk is men reeds lang tot de erkenning gekomen dat gelijkheid van bruto inkomen nog niet altijd een gelijkheid van draagkracht impliceert, ook al is deze erkenning slechts gebaseerd op gevoelsmatige intui’tie en introspectie. Stel bij voorbeeld dat A woont en werkt in Amsterdam en B woont in Amsterdam maar werkt in Utrecht en A en B
hebben een gelijk bruto inkomen y. Weinigen zullen dan ontkennen dat B in feite over minder draagkracht beschikt dan A, en
dat van zijn inkomen een bedrag aan reiskosten als kosten van
verwerving dient te worden afgetrokken. Om eindeloos gepalaver te voorkomen heeft de fiscus de frequent voorkomende gevallen geiiniformeerd in het reiskostenforfait. Analoog is het
huurwaardeforfait een post voor inkomen in natura, zijnde de
toegerekende huur van het eigen huis. Bij zulke aftrekkingen en
bijtellingen wordt het werkelijke bruto inkomen y vervangen
door een fictief inkomen y, het belastbaar inkomen, waarop de
belastingtabel wordt toegepast. De hypothese die wordt gehanteerd in de fiscale praktijk, is nu dat huishoudens met gelijk belastbaar inkomen gelijke fiscale draagkracht hebben. Het belast-
* Beide eerstgenoemde auteurs zijn verbonden aan het Centrum voor
Onderzoek van de Economie van de Publieke Sector aan de Rijksuniversiteit Leiden. Gedurende het schrijven van dit rapport was de derde auteur verbonden aan het Netherlands Institute for Advanced Study in the
Humanities and Social Sciences (NIAS) te Wassenaar. Het onderzoek
waarop dit artikel is gebaseerd, maakt deel uit van het ,,Leyden Income
Evaluation Project”. Voor dit rapport ontvingen wij financiele steun van
de Directie Consumentenbeleid van het Ministerie van Economische Zaken. In dit onderzoek is gebruik gemaakt van een door de Gemeenschappelijke Persdienst (GPD) gehouden enquete. De auteurs danken drs. G.
Hungerink, E. van Duin en drs. J. van Weeren, alsmede de ambtelijke
begeleidingscommissie voor hun bijdragen. De drie auteurs droegen gelijkelijk bij aan de totstandkoming van dit rapport. De eindverantwoordelijkheid voor de inhoud van dit rapport ligt uitsluitend bij de auteurs.
baar inkomen y is een functie van het bruto inkomen y en een
aantal verfijningsvariabelen X|,..,x k> samengevat in de vector x.
Het belastingtarief wordt nu beschreven door t = t(y(y;x)).
We dienen ons te realiseren dat zowel de keuze als de kwantitatieve vormgeving van de verfijningsvariabelen een politieke keu-
Figuur 2. Deputing van belastbaar inkomen bij niet-marktgoederen
Hi
ze is. Zelfs over de reiskosten is in het recente verleden al geop-
perd ze niet langer of in verminderde mate aftrekbaar te stellen.
Men hoede zich dus voor het idee dat de fiscale fictie dat ieder
met gelijk belastbaar inkomen ook over gelijke draagkracht beschikt zou stroken met het individuele rechtsgevoel van iedere
staatsburger. Per definitie gelden verfijningen slechts voor min-
derheden, en minderheden hebben weinig electoraal gewicht.
Slechts die situaties hebben daarom kans op legitimatie als aftrekpost, als weliswaar slechts relatief weinigen er momenteel
voor in aanmerking komen, maar velen de kans hebben er eventueel een beroep op te moeten doen.
In het voorgaande is misschien gesuggereerd dat het draagkrachtprincipe het enige richtsnoer zou zijn voor de belasting-
heffing. Dit is onjuist. Belastingheffing heeft een effect op individueel gedrag en kan dus worden ingezet om bepaalde gedragingen aan te moedigen of te ontmoedigen. Dat juist op alcohol en
tabak accijns wordt geheven is geen toeval. Dat in vele landen
grote gezinnen speciale belastingvoordelen krijgen is eveneens
niet toevallig. Aan deze ,,overige” doeleinden en effecten van
belastingheffing zullen we hier echter weinig aandacht besteden.
In paragraaf 2 zullen we het draagkrachtbegrip analytisch
trachten te definieren. In paragraaf 3 zullen we een en ander operationaliseren, terwijl in paragraaf 4 numerieke schattingen van
het begrip draagkracht zullen worden gepresenteerd. In paragraaf 5 zullen we bezien in welke richting het Nederlandse inkomstenbelastingtarief zou dienen te worden bijgesteld om recht
te doen aan de geconstateerde draagkrachtverschillen tussen
huishoudens met een resp. twee kostwinners. In paragraaf 6 zullen we bezien in hoeverre de ongelijkheid in netto huishoudinkomens in Nederland kan worden toegeschreven aan het bestaan
van gezinnen met twee naast gezinnen met een kostwinner. Tevens zullen we nagaan in hoeverre deze ongelijkheid zich wijzigt
als wordt uitgegaan van een netto huishoudinkomensbegrip dat
voor draagkrachtverschillen ten gevolge van verschillen in huishoudelijke produktie is gecorrigeerd. In paragraaf 7 trekken we
enige conclusies.
O
Al
koopt. Laten we verder aannemen dat de eenheid van goed X, zo
gekozen is dat de prijs van dit goed een (p, = 1) is. Dit wil zeggen
goed X, is numeraire. De consument heeft een preferentie/ordening die wordt beschreven door het traditionele net van concave
indifferentiecurven. De budgetlijn heeft de gedaante 1.x, + p2x2
= y. Het optimale punt voor de consument is A waar de marktprijsverhouding gelijk is aan de overeenkomstige subjectieve
marginale substitutievoet, dat wil zeggen de helling van de budgetlijn is de helling van de raaklijn aan de indif ferentiecurve in A
(zie figuur 1). Door de keuze p, = 1 is het lijnstuk OB gelijk aan y,
het lijnstuk OA, de hoeveelheid (en bedrag) van de aankoop van
goed X, en A,B het bedrag besteed aan goed X2. In dit geval
wordt ervan uitgegaan dat de consument slechts bevrediging
ontleent aan op de markt gekochte goederen.
Laten we nu de volgende situatie bezien. Een individu kan zijn
uren te gelde maken tegen een geldinkomen y, maar ook zijn tijd
spenderen aan produktie voor eigen consumptie, zeg h. Uiter-
aard is er een zeker verband tussen marktinkomen en thuisproduktie. Hoe meer uren uit huis, hoe minder uren er in huis overblijven. We zien nu dat het individu 20 uur werkt per week tegen
2. Een operationalisatie van het draagkrachtbegrip
Wanneer we het begrip draagkracht trachten te definieren,
loon met een jaarinkomen van f. 20.000, maar dat hij ook 40 uur
kunnen we ons baseren op de bekende theorie van het consumen-
zou kunnen werken per week met een jaarinkomen van f. 40.000.
tengedrag. Stel een individu heeft een inkomen y, dat hij kan uitgeven aan het goed X, met prijs p,, waarvan hij x, eenheden
koopt, of aan het goed X2 met prijs p2, waarvan hij x2 eenheden
In het tweede geval is er natuurlijk minder thuisproduktie. Wat
is nu de draagkracht of wel het belastbaar inkomen? Is het
f. 20.000 of f. 40.000? Het probleem zit kennelijk in het feit dat
thuisproduktie geen marktprijs kent en ook niet verhandeld
wordt. Toch is er een weg om de draagkracht van het individu te
definieren, ongeacht hoeveel hij daarvan in geldinkomen transformeert. De voorwaarde daarvoor is dat wij aannemen dat het
individu een preferentie-ordening heeft voor combinaties (y,h)
Figuur 1. Traditioneel consumentengedrag
X2
L
die kunnen worden beschreven door indifferentiecurven, en dat
A2
O
ESB 20-6-1984
Ai
Xi
we die indifferentiecurven kennen. In dat geval doen we het volgende gedachtenexperiment.
De gemeenschap koopt alle uren op en betaalt hem daarvoor
een bedrag y, zijn draagkracht of belastbaar inkomen; daarna
krijgt het individu de gelegenheid uren ,,vrij te kopen” tegen een
prijs ph’voor thuisproduktie. Het resultaat van deze fictieve
transactie is een geldinkomen y en thuisproduktie ter grootte h.
We zien in figuur 2 dat een punt A tot stand komt als gevolg van
zo’n transactie. Kennen we>de indifferentiecurve waarop A ligt,
dan is de schaduwprijs Ph af te leiden uit de helling van de raaklijn in A, terwijl het belastbaar inkomen y de lengte is van het
lijnstuk OB. Dat wil dus zeggen dat y/y = OB/OAi. We noemen
y/y = (1 + y) de correctiefactor waarmee het geldinkomen moet
worden vermenigvuldigd om een belastbaar inkomen te krijgen
dat gecorrigeerd is voor het draagkrachtverschil toegeschreven
aan verschillen in thuisproduktie. We zouden yy eventueel de
waarde van de thuisproduktie kunnen noemen, maar dit zou
suggereren dat er een vaste marktprijs is voor eenheden thuisproduktie. Dat is niet zo; de schaduwprijs is voor elk individu
553
verschillend en hangt af van zijn situatie en zijn preferenties. Deze methode is sterk verwant aan de ,,moneymetric” en tevens de
gedachtengang van Becker en zijn school 1).
Figuur 4. Indifferentiecurven van een- en tweeverdieners
We merken op dat het gebruik van het gedachtenexperiment
geenszins inhoudt dat het realiter mogelijk is. In het algemeen
heeft men bij de keuze van arbeidsuren de keuze tussen alles (40
uur) of niets. Het ,,enige” ingredient dat dus nodig is om het belastbaar inkomen alias draagkracht vast te stellen bij een gemengd consumptiepakket van markt en niet-marktgoederen is
kennis van de indifferentiecurve (althans kennis van een relevant
gedeelte ervan) waarop het waargenomen consumptiepatroon
zich bevindt. Wij merken op dat bij deze methode in feite het
consumptiepatroon geheel buiten de markt tot stand zou kunnen
komen, en dat dan toch na definitie van de numeraire een belastbaar inkomen is vast te stellen.
Het is nu tijd dat we wat beter kijken naar het begrip ,,thuis-
produktie”. Hierbij moeten we onderscheiden tussen de bezigheid (b) en het resulterende produkt (pr) 2). Wanneer we bij
voorbeeld een cake bakken, zullen sommigen uit het bereiden
zelf reeds genoegen putten, terwijl anderen het bereiden als een
vervelend karwei beschouwen. Het bezit van de cake zelf wordt
door de meesten als aangenaam ervaren, terwijl men in het
slechtste geval van uitgesproken cakehaat toch geen last van de
cake heeft; de vuilnisbak of vrienden brengen altijd uitkomst.
Bij alle huishoudelijke activiteiten is zo’n onderscheid te maken.
De hoeveelheid van zowel b als pr hangt af van de tijd h die men
aan huishoudelijke produktie besteedt. Stel dat iemands positie
aan de ,,verkeerde” kant van de nieuwe indifferentiecurve is
aangeland. Het dan weer teruggaan naar de oude situatie is echter veelal onmogelijk omdat het huishouden zich (b.v. met hypotheek en auto) een tweeverdienersleefpatroon heeft aangemeten
wordt gekenschetst door zijn geldinkomen y, zijn bezigheden b
dat zeer moeilijk terug te draaien is. Ook een partiele verminde-
en zijn thuisprodukt pr, dan zijn de situaties (y,b,pr) te ordenen
volgens verkieslijkheid volgens een nutsfunctie U(y,b,pr), waarbij U niet monotoon stijgend in b hoeft te zijn. Indien we schrijven U(y,b(h),pr(h)) = U(y,h) dan volgt dat U niet monotoon
stijgend in h behoeft te zijn en dus dat de indifferentiecurven die
bij U horen, van het type kunnen zijn zoals geschetst in figuur 3.
Het is natuurlijk duidelijk dat men in principe een punt A op
het ,,contraire” stuk niet zal opzoeken, maar ijlings naar B zal
ring van het aantal arbeidsuren op de arbeidsmarkt is meestal
niet mogelijk. Ons vermoeden is dat veel tweeverdieners inderdaad in deze fuik gevangen zitten. Het komt niet alleen bij tweeverdieners voor. Ook kleine zelfstandigen of medische specialisten zouden graag minder werken als hun vaste lasten dat maar
toelieten. Wat is nu het belastbaar inkomen in de situatie A?
Analoog aan de voorgaande analyse zien we in figuur 5 dat y
nu links van y valt, d.w.z. dat het geldinkomen moet worden gecorrigeerd voor de huishoudlast die wordt meegedragen. We
hebben y = (l-y)y, waarbij y kan worden beschouwd als een percentuele aftrekpost voor de additionele last van het huishouden.
In de volgende paragraaf zullen we trachten de vorm van de indifferentiecurven te schatten in de buurt van de reele situaties.
uitwijken. In de praktijk ligt het echter niet zo eenvoudig. Door
omstandigheden kan namelijk het indifferentiecurvennet verschuiven, terwijl het individu niet of slechts met grote vertraging
zijn leefgewoonten kan wijzigen. Een duidelijk voorbeeld hier-
van is het verschil tussen een- en tweeverdieners. Bij de tweeverdieners is de tijd voor huishoudelijke produktie veel schaarser
dan in een eenverdienershuishouden waarvan de partner geen
tijd op de arbeidsmarkt te gelde maakt. Dit leidt er toe dat de
eenverdiener met indifferentiecurvenet I is uitgerust (zie figuur
4) en de tweeverdiener met een net II. Bezie nu het eenverdieners-
Figuur 5. Een tweeverdiener aan de ,,verkeerde” kant
H
gezin in punt A, waarvan de vrouw overweegt ook te gaan wer-
ken, zodat het gezinsinkomen van y, naar y2 oploopt en men in B
terechtkomt. In het indifferentiecurvennet van I is dit een verbe-
tering. Het eenverdienersgezin merkt dan (tot zijn ontsteltenis)
dat het indifferentienet zich wijzigt in II en dat men in het punt B
Figuur 3. Indifferentiecurven met een contraire tak
O
Ai
1) P.A. Samuelson, Complementarity – An essay on the 40th anniversary of the Hicks-Alien revolution in demand theory, Journal of Economic Literature, jg. 12,1974, biz. 1255-1289; A. Deaton en J. Muellbauer,
Economics and consumer behavior, Cambridge University Press, Cambridge, 1980; G.W. McKenzie, Measuring economic welfare. New methods, Cambridge University Press, Cambridge, 1983; G.S. Becker, a
theory of the allocationof time, The Economic Journal, j g . 75,1965, biz.
493-517.
2) K.J. Lancaster, A new approach to consumer theory, Journal of Political Economy, jg. 74, 1966, biz. 132-157.
3. De schatting van indifferentiecurven
In deze paragraaf zullen we de methode beschrijven waarmee
we de indifferentiecurve schatten. We gaan hierbij uit van de zogenaamde (Leidse) inkomenswaarderingsvraagstelling. Stel dat
we een hoofd van een huishouden vragen antwoord te geven op
de volgende vraag: ,,Rekening houdend met uw omstandigheden, welk totaal netto inkomen per week, per maand, per jaar
zou u waarderen als goecfi”
Het antwoord is een geldbedrag, dat we cgoed noemen. Nu
blijjct uit talrijke praktische onderzoekingen dat het antwoord
sterk samenhangt met het actuele inkomen ya, dat uiteraard als
voornaamste referentiepunt dient en het aantal leden van het
huishouden fs. Meer precies geldt empirisch een verband van de
orde 3):
R2 = 0,60
In cgoed = 3,55 + 0,08 In fs + 0,65 In ya
(0,17)
(0,01)
(0,02)
gebruikte coefficienten weinig te varieren over verschillende niveaus. De Leidse inkomenswaarderingsvraag bevat een zestal niveaus van tevredenheid, van zeer slecht tot zeer goed. Wij noemen de niveaus i = 1,.. ,6 en de bijbehorende antwoorden
c,,.. ,c6. Als de vergelijking (1) geldt voor alle niveaus i geldt zij
ook voor het gemiddelde \i = ]^ln ci- Onze schattingen voor x2
en /?2 zullen nu worden ontleend aan de schatting van (3), waarbij In q vervangen wordt door ^.
Het ligt voor de hand dat de coefficienten in vergelijking (3)
verschillen over sociale groepen. In het bijzonder denken we
hierbij aan huishoudens onderscheiden naar de een- en Iweever-
dienerstatus, of meer verfijnd naar de participaliegraad van de
partner np, gedefinieerd als het aantal betaalde uren per week,
gedeeld door 40. Een volledige baan komt dus overeen met np =
1. Het functionele verband is door ons simpel gespecificeerd als
“2 = “20 + aiinp> we vinden dan een correctiefactor y =
~ (“20 + <*2inp)/0 ~~ fe) die varieert met de participatiegraad van
de partner. In de volgende paragraaf komen we tot een empirische invulling.
of algemeen
(i)
Uit de vraagstelling en de verklaring blijkt dat men bij verschillende inkomenshoogten ook tot verschillende schattingen
van het bedrag cgoed komt. Er is echter maar een actueel inkomen, zeg ygoe(j, waarbij de bezitler zegl dal hij zijn eigen inkomenssituatie als goed waardeert. Dal is de oplossing van de
vergelijking:
ln
zodal er geldt
In ygOTd – (ft) + Pi m fs)/(l -/32) = 0
(2)
Indien we aannemen dat iedereen met ,,goed” dezelfde graad
van tevredenheid bedoelt – op zich een waarschijnlijk noch verifieerbare noch falsifieerbare uitspraak: een postulaal dus – dan
beschrijft vergelijking (2) in feite een indifferentiecurve lussen
gezinsomvang en inkomen. We merken op dat de functievorm
op empirische gronden is gekozen, omdat hij goed ,,fit”, en dat
extrapolatie van (2) naar situaties die weinig of niet in de steek-
proef voorkomen, bij voorbeeld voor fs = 20, ongeoorloofd is.
Een zelfde analyse is natuurlijk mogelijk met een meer ingewikkelde specificatie. Wij kozen daarvoor (met weglating van de
meesle non-significanle variabelen):
/32ln ya + a2ln hap
a-jlnlp
(3)
In vgl. (3) staat hap voor de uren huishoudelijke arbeid van de
partner en l p voor het aantal uren vrije tijd van de partner.
Analoog aan (2) vinden we dan uit (3) de indifferentiecurve
voor het niveau ,,goed” tussen ya, fs, hap, l p , namelijk:
– (ft,
Voor dit onderzoek zullen we ons baseren op het zogenaamde
GPD-databestand. In September 1983 is door een tiental regionale dagbladen, samenwerkend in de Gemeenschappelijke Persdienst een enquete 5) gehouden onder hun abonnees door middel
van twee speciale enquetepagina’s in het zaterdagbijvoegsel die
konden worden ingevuld en (anoniem) teruggestuurd naar een
antwoordnummer. Ongeveer 24.000 abonnees deden dat. Het
Xgoed = 00 + Pl’n fs + 02ln Ygoed
In cgoed =
4. Data en empirische resultaten
(4)
Gezien de discussie in de vorige paragraaf waar wij een parabolisch verband suggereerden (zie figuur 3), zou hel voor de
hand liggen aan (3) een lerm (In hap)2 loe le voegen. Indien echter slechts waarnemingen worden gedaan op de normale kant of
op de contraire kant zullen we hel kwadralisch verband niel vin-
den, dal wil zeggen de kwadralische term zal niet-significant
worden. We geven zonder afleiding 4) de waarde van de correc-
bestand is door middel van herweging representatief gemaakt
voor de Nederlandse populatie 6). Voor dit onderzoek zijn uit dit
bestand de een- en tweekostwinnershuishoudens gelicht, waarvan althans de hoofdkostwinner betaald werk had.
Per huishouden zijn de in het voorgaande genoemde variabelen bekend, dat wil zeggen de omvang van het huishouden fs, het
netto huishoudinkomen ya, de participatiegraad np van de partner, het aantal uren (hap) huishoudelijke arbeid van de partner
en de hoofdkostwinner (hah), en het aantal uren vrijetijdsbesteding van de partner (lp) en de hoofdkostwinner (lh) (berekend als 24 — werktijd buitenshuis — ha).
In de GPD-enquete is gekozen voor een algemene vraagstelling over huishoudelijke arbeid, namelijk: ,,Hoeveel uur besteden u en uw eventuele partner per week aan het huishouden?”.
Een groot voordeel van een dergelijke vraagstelling is dat het aan
de respondenten wordt overgelaten op te geven wat zij als huishoudelijke arbeid ervaren. We verkiezen deze vraag voor ons
doel boven de methode die gebruikt wordt in tijdbestedingsonderzoek, waarbij de onderzoeker classificeert wat huishoudelijke arbeid is.
Op zich zelf zijn de rechte tellingen reeds interessant. In label
1 presenteren we het aantal uren huishoudelijke arbeid per week
van hoofdkostwinner en partner, alsmede het percentage van de
respondenten die huishoudelijke hulp hebben. We doen dit
steeds voor eenverdieners (kolom I) en tweeverdieners apart (kolom II) zonder onderscheid te maken naar de participatiegraad
van de partner. Dat wil zeggen tweeverdienershuishoudens zijn
alle huishoudens met irp>0. Bijna-eenverdieners t/m volledige
tweeverdieners zijn dus bij elkaar gevoegd.
Uit label 1 blijkt duidelijk dat er voor de hoofdkostwinner
weinig systematische verschillen zijn, maar dal de huishoudelijke arbeid van de partner ca. 45 uur is in een eenverdienershuis-
tiefaclor ygoed voor specificalie (4); er geldl:
3) B.M.S. van Praag, Household cost functions and equivalence scales.
An alternative approach, Report 84.04, Center for Research in Public
Economics, Leyden University, 1984.
De eenvoud van (5) is natuurlijk te danken aan de ,,CobbDouglas”-achlige specificatie van (3). Wij merken tevens op dal
deze indifferentiecurve is afgeleid zonder gebruik te maken van
Ararc/ma/enulassumpties, die wel zijn aangenomen in het eerdere
werk van het Leidse Inkomenswaarderingsproject.
Op analoge wijze kunnen indifferentiecurven worden afgeleid
voor andere niveaus van inkomenstevredenheid, bij voorbeeld
slecht, voldoende enz. Gelukkig blijken de waarden van de in (5)
ESB 20-6-1984
4) Zie daarvoor A. J.M. Hagenaars.M.E. Homan en B.M.S. van Praag,
Monetaire waardering van huishoudelijke produktieverschillen tussen
een- en tweekostwinnerhuishoudens. Een interimrapport, Rapport
84.10, Centrum voor Onderzoek van de Economic van de Publieke Sector, Rijksunniversiteit Leiden, 1984.
5) De wetenschappelijke leiding berustte bij de eerste en derde auteur
van dit artikel.
6) Zie voor een nadere verantwoording Gemeenschappelijke Persdienst,
Onderzoek onder 700.000 lezers, ‘s-Gravenhage, 1984.
555
Het,,family size”-effect, in eerdere studies zo prominent aanwezig, is nu niet-significant geworden. Dit kan intui’tief worden
verklaard door de behoorlijke correlatie tussen hap, np en lp met
gezinsgrootte. Naarmate de omvang van het huishouden stijgt,
loopt de huishoudelijke arbeid op, de participatiegraad terug en
houden en slechts 26 uur in een tweeverdienershuishouden. Er is
dus een verschil in huishoudelijke produktie van ca. 19 uur partnertijd. Het percentage huishoudens met huishoudelijke hulp is
bij eenverdieners slechts ca. 4%, maar ligt bij tweeverdieners op
ca. 12%. Wegens ruimtegebrek geven we hier niet de cijfers uitgesplitst naar participatiegraad np, maar het ligt voor de hand
dat dan nog veel grotere verschillen blijken.
Voor ons staat nu de schatting van vergelijking (3) met de specificatie a2 = o2o + °2iTIp centraal, waarbij we de niveaus c(
(i = 1,.. ,6) combineren tot een variabele, namelijk het logarithmisch gemiddelde \a 7). De schatting (met OLS) heeft het volgende resultaat 8):
heeft vooral de partner minder vrije tijd. (In het in voetnoot 7 ge-
noemde model komen de ,,family size”-effecten weer terug.)
De ,,preference drift”(van 0,80) is hoog. De tijdsbesteding
van de hoofdkostwinner heeft een niet-significante invloed op de
geldelijke behoeften, hoewel de coefficienten het ,,goede” teken
hebben. Voor ons doel het meest interessant is de coefficient
o, = – 0,03 + 0,06 nD
(7)
H = 2,43 – 0,05 d k + 0,003 Infs + 0,80 Iny – 0,003 lnha h +
Deze vergelijking is dus te zien als een gemiddelde van (3) over
6 niveaus. De kwaliteit van de vergelijking gemeten naar de ge-
Dit betekent dat in een eenverdienerhuishouden (np = 0,
a2= -0,03) de huishoudelijke arbeid een verminderend effect
op de inkomensbehoefte heeft, maar dat in een huishouden waar
ook de partner full-time werkt het huishouden juist als een last
wordt beschouwd die men gaarne zou verminderen. Voor n p = 1
geldt o2 = + 0,03. De vrije tijd van de partner blijkt een positieve bijdrage te geven tot de tevredenheid met het inkomen, waarbij zoals verwacht de vrije tijd des te meer wordt gewaardeerd
naarmate de partner sterker participeert op de arbeidsmarkt.
Voor het correctiepercentage y betekent dit dat y gelijk is aan
haakjes zijn vermeld, is voor micro-data in een dwarsdoorsnede
full-time twee-kostwinnershuishoudens. Of in andere woorden,
(0,32) (0,01)
(0,010)
(0,01)
(0,003)
– 0,03 In hap + 0,06 np In hap – 0,05 In lh – 0,03 In lp +
(0,01)
(0,01)
(0,04)
(0,04)
– 0,07 np In lp
(0,01)
(N = 4,901, R’ = 0,66)
(6)
bruikelijke maatstaven van R; en standaarddeviaties, die tussen
+ 15% voor eenkostwinnershuishoudens en aan – 15% voor
zeer bevredigend. Bezien we nu de coefficienten. De dummy-
variabele d k , die de waarde 0 aanneemt voor eenverdieners en 1
voor tweeverdieners reflecteert de kloof tussen eenverdieners en
tweeverdieners waarvoor geldt dat de participatie van de partner
op de arbeidsmarkt (hoe marginaal ook) het huishouden toch
reeds in een andere sociale klasse met een ander normpatroon indeelt. Het negatieve teken (- 0,05) impliceert dat tweeverdieners
met hetzelfde (netto) huishoudinkomen wat meer tevreden zijn
dan eenverdieners onder ceteris-paribus-condities. Bekijken we
twee huishoudens waar f. 60.000 netto binnenkomt, waarvan het
ene een eenverdienershuishouden is en het ander een tweeverdienershuishouden waar de partners elk f. 30.000 inbrengen dan is
het duidelijk dat het twee-kostwinnershuishouden tot een lagere
sociale klasse behoort met een minder veeleisende sociale referentiegroep dan het eenverdienershuishouden met hetzelfde netto inkomen.
7) InM.E. Homan, B.M.S. vanPraagenA.J.M. Hagenaars, The female participation decision, household cost functions and the shadow price
of household production, Report 84.08, Center for Research in Public
Economics, Leyden University, Leiden, 1984, is hetzelfde verschijnsel
bestudeerd met behulp van een simultaan vergelijkingenmodel met endogene ,,switching”. Naast zes vergelijkingen voor de zes niveaus is daar
ook de huishoudelijke arbeid van beide partners, de werktijd van beide
partners en de participatiebeslissing zelf endogeen gemaakt, De hier te
bespreken resultaten stemmen overeen met de daar gevonden resultaten.
Dit meer gedetailleerde model vonden wij echter nog niet helemaal rijp
voor de drukpers.
8) In feite wordt hiermee een soort ,,omhullende” geschat van de voor
verschillende waarden van np van kracht zijnde indifferentiecurven. Wij
verwijzen naar het eerder genoemde rapport voor een econometrisch betere maar ook veel gecompliceerdere aanpak.
Tabel 1. Gemiddeld aantal uren huishoudelijke arbeid van hoofdkostwinner en partner, relatieve frequentie huishoudelijke hulp per
sociaal-economische klasse en per aantal kostwinners
Huishoudelijke arbeid
Huishoudelijke arbeid
hoofdkostwinner
partner
Huishoudelijke arbeid
huishoudelijke hulp
relatieve frequentie
uren per week
I
I]
I
II
I
II
4
5
5
6
6
33
44
17
32
7
6
47
51
35
38
0.05
0.03
0.03
0.05
0.12
0.13
0.12
0.15
7
5
4
4
8
6
5
49
46
44
44
37
36
32
35
0.02
0.03
0.05
0.09
0.15
0.09
0.13
0.17
— lager/lbo/lts
5
—
–
ulo/mulo/mavo
havo/mms/mbo
hbs/vwo
hbo/universiteit
6
6
5
6
5
5
6
6
6
45
44
45
43
44
28
25
23
23
25
0.03
0.02
0.02
0.06
0.06
0.13
0.07
0.06
0.24
0.15
4. Opleiding partner
– lager/lbo/lts
— ulo/mulo/mavo
5
5
5
6
5
6
32
23
22
22
23
0.03
0.03
0.04
0.11
0.05
0.03
0.13
0.13
0.20
0.19
26
0.04
0.12
1 . Aantal leden van het huishouden
– twee personen
– drie personen
— vier personen
— vijf personen
2. Leeftijd jongste kind
– jonger dan 4 jaar
– 4 – < 12 jaar
– 12 – < 18 jaar
–
1 8 jaar en ouder
6
5
3. Opleiding hoofdkostwinner
– hbs/vwo
5
5
– hbo/universiteit
6
6
46
44
44
44
38
5
5
45
– havo/mms/mbo
Totaal
556
heeft een een-kostwinnershuishouden een netto geldinkomen
van f. 30.000, dan zou een twee-kostwinnershuishouden ongeveer f. 39.000 netto moeten hebben om zich onder ceterisparibus-condities even goed af te voelen 9). Deze bevinding dient
natuurlijk, zoals elke schatting, met een zekere foutenmarge te
worden aanvaard. Uit het genoemde betere en meer gedifferentieerde model volgen echter cijfers van dezelfde orde, zij het dat
daar wel de gezinsgrootte een significante invloed heeft. Met deze reserves lijkt het echter toch niet te sterk gesteld dat er sterke
indicating zijn dat een zelfde netto huishoudinkomen meer
waard is voor het eenverdienershuishouden dan voor het
tweeverdienershuishouden.
Zijn er intuitief redenen aan te geven voor dit verschil? Het
antwoord is bevestigend. We denken aan:
maakten we geen expliciet onderscheid tussen bruto en netto inkomens. Zoals het bruto inkomen y gecorrigeerd wordt tot belastbaar inkomen y via y = (1 + y)y kan indien de analyse wordt
toegepast op het netto inkomen ynelto een correctie worden toegepast op ynetto> zodat ontstaat ynetto = (1 + y)ynetto. We noemen
ynctto dan het consumptie-inkomen 11).
We bekijken in label 2 verscheidene huishoudtypen met hetzelfde bruto huishoudinkomen en gaan na wat zij netto overhouden na aftrek van belasting en premies en wat hun consumptieinkomen zou zijn. Het eerste type is het eenkostwinnerhuishouden met f. 50.000 bruto. Men houdt circa f, 31.000 (ynetto) netto
over, terwijl het consumptie-inkomen (ynetto) f. 35.700 is. Er is
een correctie van 15% 12). Bezie nu het bijna-alleenverdieners-
– de kosten van kinderopvang en -verzorging;
— de onmogelijkheid koopjes na te jagen;
— de substitutie van huishoudelijke diensten door diensten op
de markt verkregen, zoals een werkster, het niet zelf vervaardigen of repareren van kleding, het kopen van ,,convenience
food” (bij voorbeeld diepvriesvoedsel), buitenshuis eten;
— extra huishoudelijke apparatuur;
– verwervingskosten voor de partner;
– gederfd psychisch inkomen doordat men minder tijd kan besteden aan huiselijk contact en opvoeding van kinderen.
S. Het vigerende belastingslelsel getoetst
Het is bekend dat het huidige stelsel van de inkomstenbelasting een progressievoordeel toekent aan tweeverdieners; zij
houden meer over van een bruto huishoudinkomen. Dit is niet zo
verwonderlijk, want dit was bij de wijziging van de manier van
belastingheffing in 1973 ook een van de oogmerken 10). De
vraag is of dit progressievoordeel meer is dan de hierboven gegeven cijfers indiceren, minder of er juist aan gelijk.
Het door ons gehanteerde inkomensbegrip is het netto huishoudinkomen, d.w.z. na belastingaftrek. In de eerste analyse
9) Deze ceteris-paribus-veronderstelling is in feite niet geoorloofd met
betrekking tot vrije tijd; voor verschillende waarden van de participatie-
graad krijgen we andere waarden voor de vrije tijd. Wanneer we dit effect
in de correctiefactoren verwerken worden de verschillen tussen een- en
tweeverdieners nog groter.
10) Zie Celijke behandeling voorde loon- en inkomstenbelasting van de
(werkende) gehuwde vrouwen haar man, en van deelgenoten aan vormen
van samenleving en samen wonen (Nota Op Weg), Tweede Kamer, zitting
1979-1980, 15835.
11) Zie ook Consument en consumptie. Een terreinverkenning, Tweede
Kamer, zitting 1978-1979, 15 716. Overigens is er strikt genomen en y
bruto en een y netto.
12) Soms is wat afgerond in deze label. De resultaten zijn wat betreft inkomstenbelasting en sociale premies gesimuleerd op basis van een programma, ontwikkeld door drs. J. van Weeren in het kader van een onderzoeksopdracht van de Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid. In de tabellen zijn nog niet alle belastingen en premies meegenomen:
met name de AOW-premieteruggave voor de partner in het tweekostwinnershuishouden is hier nog niet in de analyse betrokken. Dit kan
met name voor de hogere-inkomensgroepen een substantieel bedrag zijn.
Er liggen plannen om de pensioenen te individualiseren, waardoor teruggave van door de partner betaalde premies niet meer mogelijk zal zijn.
Ook is de particuliere pensioenverzekering niet bij de bruto inkomens berekend, en daardoor zijn de bruto bedragen onderschat.
Tabel2. Verschillen in netto geldinkomen en netto consumptie-inkomen tussen een- en twee-kostwinnerhuishoudens in het huidige belastingstelsel, gegeven gelijke bruto huishoudinkomens
Twee kostwinners
Een kostwinner
yh
Eerste quintiel
– totaal bruto inkomen
– totaal netto inkomen
– verschil in netto inkomen
– totaal netto consumptie-inkomen
– verschil in netto consumptie-inkomen
Tweede quintiel
– totaal bruto inkomen
– totaal netto inkomen
– verschil in netto inkomen
– totaal netto consumptie-inkomen
– verschil in netto consumptie-inkomen
Derde quintiel
– totaal bruto inkomen
– totaal netto inkomen
– verschil in netto inkomen
– totaal netto consumptie-inkomen
– verschil in netto consumptie-inkomen
Vierde quintiel
– totaal bruto inkomen
– totaal netto inkomen
— verschil in netto inkomen
– totaal netto consumptie-inkomen
– verschil in netto consumptie-inkomen
Vijfde quintiel
– totaal bruto inkomen
– totaal netto inkomen
– verschil in netto inkomen
– totaal netto consumptie-inkomen
— verschil in netto consumptie-inkomen
40.000
25.000
yp
yh
yp
yh
yp
33.000 + 7.000
20.250 + 5.250
+
500
25.400
– 3.300
26.500 + 13.500
20.000 + 20.000
16.750 + 9.500
13.500 + 13.500
+ 2.000
-*
_*
50.000
43.000 + 7.000
27.000 + 5.250
34.000 + 16.000
19.750 + 11.250
0
27.700
– 8.000
25.000 + 25.000
31.000
44.500 + 19.500
27.000 + 13.250
+ 3.250
36.050
– 6.450
32.000 + 32.000
19.000 + 19.000
+ 1.000
33.800
– 8.700
53.500 + 22.500
30.750 + 15.000
+ 2.750
40.250
– 9.150
38.000 + 38.000
21.500 + 21.500
0
37.500
– 11.900
83.000 + 32.000
43.750 + 19.000
+ 2.750
57.500 + 57.500
55.150
– 13.750
57.400
– 11.500
28.700
+
1.250
–
32.250
3.450
35.700
64.000
37.000
42.500
57.000 + 7.000
33.250 + 5.250
+ 1.500
41.600
900
76.000
43.000
49.400
115.000
60.000
68.900
69.000 + 7.000
38.250 + 5.250
+
500
46.800
– 2.600
108.000 + 7.000
55.500 + 5.250
+
750
65.150
– 3.750
+
1.250
_*
_*
16.250 + 16.250
+ 1.500
29.200
– 6.500
32.500 + 32.500
+ 5.000
* Wegens gebrek aan waarnemingen zijn deze cellen niet gevuld
ESB 20-6-1984
557
huishouden waar de partner f. 7.000 inbrengt, maar het bruto
huishoudinkomen ook op f. 50.000 uitkomt. Nu komt men op
een netto inkomen van circa f. 32.250 uit. Er is dus een belastingprogressievoordeel van f. 1.250. Het netto consumptie-inkomen
komt ook op f. 32.250 uit, dat wil zeggen f. 3.450 lager dan bij
een eenverdienersgezin met hetzelfde bruto inkomen. We zien
dat dit nadelig verschil nog groter wordt bij hogere niveaus van
bruto huishoudinkomens. Onze conclusie is dus dat in het algemeen de twee-kostwinnerhuishoudens zwaarder belast worden
dan het draagkrachtprincipe zou voorschrijven, of in andere
woorden, dat het huidige zogenaamde progressievoordeel in fei-
te te laag is. We mogen dan ook veronderstellen dat het huidige
belastingtarief in feite participatie van de gehuwde vrouw op de
arbeidsmarkt — want daar zal het toch in het algemeen om gaan
als wij de strikt neutrale terminologie even laten varen – ontmoedigt. Het betekent dus ook dat de zogenaamde arbeidstoeslag en kinderoppastoeslag in het algemeen heel wat hoger zouden moeten zijn dan de bedragen die nu geboden worden om deze overbelasting te compenseren.
6. Inkomensverdelingsaspecten
netto huishoudinkomen impliceert dit dat de draagkrachtverschillen gereflecteerd worden door de verhoudingen van consumptie-inkomens. Wij vinden dan dat de ongelijkheid binnen
de eenverdienersgroep (uiteraard) gelijkblijft, maar dat de ongelijkheid Binnen de groep van tweeverdieners terugloopt. Dit
komt omdat diegenen die volop participeren weliswaar een hoger inkomen halen dan diegenen die slechts in geringe mate participeren, maar dat ze dit moeten bekopen met een hoge negatieve
correctiepost. De totale consumptie-inkomensongelijkheid is
0,045, een relatieve teruggang van 13,4%, en van de tussengroepsongelijkheid is praktisch niets overgebleven.
Een tentatieve verklaring voor dit verschijnsel zou kunnen zijn
dat de ,,incentive” om wel of niet tot partnerparticipatie over te
gaan voor een belangrijk gedeelte wordt gevormd door de voor
verschillen in thuisproduktie gecorrigeerde inkomens, dat wil
zeggen consumptie-inkomens. Nu zijn personele inkomensverschillen grotendeels toe te schrijven aan schaarsteverschillen in
talenten en capaciteiten, dat wil zeggen vaste kenmerken van individuen of huishoudens die zij niet kunnen veranderen. Alle ongelijkheid toe te schrijven aan door mensen veranderbare factoren nivelleert zich zelf uit. Het al of niet participeren is natuurlijk
zo’n veranderbare karakteristiek. Hoewel wij dus op intui’tieve
gronden (ex post) menen dat deze uitkomst eigenlijk ook niet zo
Een ander belangwekkend aspect van het een/tweeverdienersprobleem is het verdelingsaspect. Er wordt vaak beweerd
dat er in de huidige maatschappij een kloof ontstaat tussen eenen tweeverdieners, waarbij de ene groep relatief arm zou zijn en
gebruikt voor de berekening van een voor thuisproduktie gecorrigeerde inkomensongelijkheid, zo’n verrassend resultaat op-
de andere rijk. Een manier om dit idee te concretiseren is de ver-
levert.
deling van netto huishoudinkomens te bestuderen en de ongelijkheid van die verdeling op te splitsen met behulp van een ongelijkheidsmaat die zich leent voor decompositie. Wij kiezen hier
7. Besluit
onwaarschijnlijk is, zijn wij toch redelijk verbaasd over het feit
dat een door ons voor een geheel ander doel bedachte correctie,
voor de bekende maat van Theil, hoewel andere maatstaven, zo-
als de variantie van de log-inkomens, tot dezelfde conclusie leiden. De ongelijkheid van netto huishoudinkomens becijferen
In dit artikel worden correctiefactoren, toe te passen op het
geldinkomen afgeleid, om te corrigeren voor inkomensverschil-
wij voor September 1983 op 0,052 (zie label 3). Deze ongelijkheid
len in natura die voortvloeien uit varierende mogelijkheden voor
is aanmerkelijk lager dan de gebruikelijke cijfers 13). Dit ligt
het huishouden om de behoeften gedeeltelijk door eigen huis-
echter aan het feit dat wij in deze analyse slechts huishoudens
houdelijke produktie te bevredigen. Door gebruik te maken van
met twee volwassenen betrekken waarvan minstens een betaald
werk heeft. Alleenstaanden, gepensioneerden, onvolledige gezinnen en uitkeringstrekkers zijn dus niet in de beschouwing betrokken. Bovendien bezien we geen bruto, maar netto huishoudinkomens. Al deze verschillen leiden ertoe dat de door ons beschouwde verdeling veel genivelleerder is dan de verdeling die ge-
een directe meetmethode worden bezwaren die aan in de huidige
literatuur gangbare methoden kleven ondervangen. Het gaat
hier om bezwaren zoals rantsoenering van de werktijd, de veronderstelling dat huishoudens zich continu aanpassen aan veranderende omstandigheden en de assumptie dat huishoudens
meenlijk bezien wordt. We zien dat de inkomensongelijkheid
zich altijd in een voor hen optimale situatie bevinden. Met behulp van deze methode komen we tot een monetaire waardering
binnen de deelgroep van eenverdieners praktisch gelijk is aan die
van de totale populatie, maar dat de inkomensverdeling van de
van de verschillen in thuisproduktie.
tweeverdieners veel gelijkmatiger is. Een percentage van 13,5
van de totale ongelijkheid valt toe te schrijven aan de ongelijkheid tussen de groepen.
De voorgaande analyse mondde uit in de conclusie dat elk
huishoudinkomensbegrip dient te worden gecorrigeerd voor verschillen in mogelijkheden tot thuisproduktie. Op het niveau van
Tabel 3. Theil-coefficienten per huishoudtype
Aandeel in de
Theil-
Inkomens-
coefficient
totale ongelijkheid
aandeel
absoluut
Inkomen
— een-kostwinnerhuishoudens
– twee-kostwinnerhuishoudens
0,533
0,467
– gewogen gemiddelde van de
binnengroepsongelijkheid
– tussengroepsongelijkheid
– totaal
Consumptie-inkomen
– een-kostwinnerhuishoudens
– twee-kostwinnerhuishoudens
0,052
1
0,027
0,018
51,9
34,6
0,045
0,007
0,051
0,038
in procenten
86,5
0,052
100,0
13,5
Deze correctiefactoren kunnen met name worden gebruikt
voor de schatting van draagkrachtverschillen tussen verschillende huishoudtypen: bij voorbeeld bij het vergelijken van huishoudens met een resp. twee kostwinners. Indien men uitgaat van een
belastingregime waarin het draagkrachtbeginsel tot uitgangspunt wordt genomen, dient men de draagkracht van een huishouden op een juiste wijze te bepalen. Bij de bepaling van de
draagkracht wordt nu alleen gekeken naar het geldinkomen verworven op de markt. Voor een betere vergelijkbaarheid van
huishoudens in termen van welvaart dienen we echter een uitgebreider draagkrachtbegrip te hanteren: het consumptie-inkomen, gedefinieerd als het netto geldinkomen gecorrigeerd voor
verschillen in thuisproduktie. Wanneer we dit consumptie-inkomen als maatstaf voor de draagkracht van een huishouden beschouwen, blijken de verschillen tussen een- en twee-kostwinnerhuishoudens een ander beeld te geven. Indien we de ongelijkheid van de inkomensverdeling met behulp van de Theil-maatstaf beschrijven, blijkt dat aan de totale ongelijkheid van de netto ge/rfinkomensverdeling voor 13,8% wordt bijgedragen door
ongelijkheid tussen een- en twee-kostwinnerhuishoudens, terwijl voor de consumptie-inkomensverdeling nog maar 2,2% van
de totale ongelijkheid wordt verklaard door de ongelijkheid tussen de twee typen huishoudens, terwijl de binnengroepsonge-
0,575
0,425
– gewogen gemiddelde van de
binnengroepsongelijkheid
– tussengroepsongetijkheid
0,029
0,015
64,4
33,3
0,044
0,001
0,051
0,035
97,8
2,2
lijkheden voor beide inkomensbegrippen nagenoeg gelijk zijn.
13) Zie b.v. CBS, De personele inkomensverdeling. Den Haag, 1975,
biz. 7, of B.M.S. van Praag, A.J.M. Hagenaars en W. van Eck, The in-
– totaal
558
0,045
1
0,045
100,0
fluence of classification and observation errors on the measurement of
income inequality, Econometrica, jg. 51, 1983, biz. 1093-1108.
In het huidige belastingstelsel wordt in onvoldoende mate rekening gehouden met verschillen in draagkracht ten gevolge van
verschillen in thuisproduktie. In de derde fase van de Wet tweeverdieners zal, naar is aangekondigd, het huidige ,,onrechtvaardig” geachte fiscale voordeel van tweeverdieners worden ver-
Tabel 4. Belastingwijziging op draagkrachtprincipe
Eenverdieners
kleind. Het lijkt ons nuttig dat in de meningsvorming hierover
bovenstaand consumptie-inkomen in plaats van het geldinkomen als benadering van draagkracht wordt genomen. Indien
men het consumptie-inkomen als leidraad neemt, komt men tot
de conclusie dat vanuit het draagkrachtbegrip een fiscale compensatie ten voordele van de huishoudens met twee kostwinners
meer in de rede ligt dan een zwaardere belasting van de tweeverdieners.
Het huidige streven tot belastingverzwaring van tweeverdieners vindt zijn primaire reden in de urgentie de belastingont-
vangsten te verhogen, terwijl verondersteld wordt dat de tweeverdieners dit het beste kunnen dragen omdat er, uiteraard, een
positieve correlatie is tussen huishoudinkomens en participatiegraad. De analyse in dit artikel heeft aangetoond dat er hier toch
met de botte bijl gehakt wordt. De juiste politick zou zijn de belasting op lage consumptie-inkomens te verlagen en op hoge
consumptie-mkomens te verhogen.
Stellen wij een laag huishoud-geldinkomen bij voorbeeld op
f. 30.000 per jaar en een hoog huishoud-geldinkomen op
f. 100.000 bruto, dan zou dit bij voorbeeld een belastingwijziging impliceren van het type zoals beschreven in label 4. Dat wil
zeggen: de belasting voor het arme rweeverdienershuishouden
wordt sterk verlaagd, de belasting voor het arme ee/iverdienershuishouden wordt matig verlaagd, voor het rijke tweeverdie-
nershuishouden is er een matige verhoging en voor het rijke
eenverdienershuishouden een sterke verhoging.
Concluderend kunnen we zeggen dat een correctie van het
geldinkomen voor huishoudelijke produktieverschillen wenselijk is, en dat een aanpassing van de belastingwetgeving in de
Tweeverdieners
Inkomens
f. 30.000
Inkomen
f. 100.000
richting van dit uitgebreide consumptie-inkomensconcept dient
te worden overwogen om een meer acceptabele differentiatie
tussen een- en tweeverdieners te realiseren. In de discussie rond
de een/tweeverdienersproblematiek dienen verschillen in
mogelijkheden voor thuisproduktie een grotere rol te spelen. Op
grond van de resultaten uit dit onderzoek komen we tot de conclusie dat het huidige belastingstelsel de tweeverdieners niet bevoordeelt, maar dat eerder van een benadeling zou kunnen wor-
den gesproken. Nader empirisch onderzoek is echter noodzakelijk, waarbij deze auteurs hopen hun bijdrage te leveren.
A.J.M. Hagenaars
M.E. Homan
B.M.S. van Praag
Auteurs
Categorieën