Ingezonden
Draagkrachtverschillen tussen
huishoudens met een resp.
twee kostwinners
DRS. M. VAN SCHAAIJK
In ESB van 20 juni 1984 verscheen een
interessant artikel van Hagenaars, Homan
en Van Praag getiteld ,,Draagkrachtverschillen tussen huishoudens met een resp.
twee kostwinners”. Het artikel is gebaseerd op onderzoek waarbij werd gevraagd
welk inkomen men, gezien zijn huishoudsituatie, goed zou vinden. Op grond daarvan
hebben de auteurs berekend in welke mate
huishoudens met twee kostwinners meer of
minder tevreden zijn met hun inkomen dan
overeenkomstige huishoudens met een
kostwinner. Ze becijferen dat een tweeverdienershuishouden een circa 30% hoger
netto inkomen nodig heeft dan een eenverdieners huishouden om dezelfde draagkrachtsituatie te hebben. Bij die conclusie
kan men echter vraagtekens zetten, althans
de schatting in hun artikel biedt geen fundament voor die conclusie.
Het schattingsresultaat van Hagenaars,
Homan en Van Praag luidt als volgt:
M = 2,43 – 0,05 d k + 0,003 Infs + 0,80 Iny – 0,003 lnha h +
(0,32) (0,01)
(0.010)
(0,01)
(0,003)
– 0,03 In hap + 0,06 n p In ha p – 0,05 In lh – 0,03 In l p +
(0,01)
(0,01)
(0,04)
(0,04)
– 0,07 np In l p
(0,01)
(N = 4,901, R= = 0,66)
De verhouding van de consumptiebehoefte van een tweeverdienershuishouden
(c2) en dat van een eenverdienershuishouden (c,) is dan ceteris paribus (zelfde netto
huishoud inkomen y, zelfde hoeveelheid
huishoudelijke arbeid en vrije tijd van
hoofdverdiener hah resp. lh, zelfde huishoudgrootte fs) gelijk aan:
/
-0,05\dk
-0,03
+ 0 , 0 6 “”p
-0,03
– 0 , 0 7 ^p
-0,03
IP.
hap : aantal uren huishoudelijke arbeid
partner (in eenverdienersgezinnen gemiddeld 45 in tweeverdienersgezinnen gemiddeld 26):
n. : aantal gewerkte uren gedeeld door
40;
lp : aantal uren vrije tijd (168-hap-40.np).
Aangezien de dummy dk = 1 voor tweeverdieners en 0 voor eenverdieners is, is de
eerste term in de teller gelijk aan 0,95 en in
de noemer gelijk aan 1. Indien men veronderstelt dat de huishoudelijke arbeid van
ESB 5-9-1984
de partner in het tweeverdienersgezin even
groot is als in het eenverdienersgezin en
men verwaarloost de factoren dk en l p
vindt men voor n = 1 (partner heeft voile
werkweek)c2/c, = 1,25. Vanwegede coefficient 0,8 voor In y betekent dit dat dit
tweeverdienershuishouden een 30% hoger
netto huishoudinkomen moet hebben om
een zelfde consumptieinkomen te hebben
als het eenverdienershuishouden.
Ook voor andere situaties berekenen
Hagenaars, Homan en Van Praag opmerkelijke verschillen waaruit ze de conclusie
trekken dat er sterke aanwijzingen zijn dat
bij gelijk netto huishoudinkomen het tweeverdienershuishouden aanmerkelijk minder draagkrachtig is dan het overeenkomstige eenverdienershuishouden. Hun
berekeningen zijn echter slechts gebaseerd
op de variabelen n en hap onder verwaarlozing van de factoren d k en lp. De vraag is
echter of het verantwoord is om die factoren buiten beschouwing te laten bij berekeningen gebaseerd op een schatting waarbij
die factoren wel zijn meegenomen. Dat
klemt temeer vanwege de relatie die er
bestaat tussen lp enerzijds en n anderzijds.
De hoeveelheid vrije tijd is immers gelijk
aan het totaal aantal uren, dat voor iedereen uiteraard gelijk is, minus het aantal
werkuren en het aantal uren huishoudelijke arbeid. Het verschijnsel dat de coefficient van n In hap ongeveer gelijk is aan die
van n In lp (0,06 resp. 0,07) maar met tegengesteld teken, geeft in dat licht stof tot
nadenken.
Neemt men de factoren d k en lp wel mee
bij de berekening dan vindt men heel andere uitkomsten. Neem bij voorbeeld de casus van een tweeverdienershuishouden
waarbij de partner 40 uur buitenshuis en 46
uur binnenshuis werkt. De vrije tijd van de
partner is dan gelijk aan 168-40-46 = 82
c2/c, is dan gelijk aan 0,90. In de gevallen
waarin de partner 30 resp. 20, 10 uur buitenshuis werkt vindt men voor c2/c3 0,90
resp. 0,91, 0,93. In geval van een partner
die 26 uur binnenshuis werkt vindt men bij
40 resp. 30 resp. 20 resp. 10 uur buitenshuis werken c2/c3 0,86 resp. 0,88, 0,90,
0.93. Deze berekeningswijze leidt tot de
conclusie dat een eenverdienershuishouden een ongeveer 10% hoger netto huishoudinkomen zou moeten hebben dan een
overeenkomstig tweeverdienershuishouden om een zelfde consumptieinkomen te
hebben als het tweeverdienershuishouden.
Bij de interpretatie van deze uitkomst
kan men zich afvragen of dit verschil kan
worden toegeschreven aan de arbeidsparticipatie van de partner. Weliswaar is het zo
dat een alleenverdiener een hoger bruto
loon moet verdienen dan tweeverdieners
ten einde een zelfde netto huishoudinkomen te verwerven (vanwege de progressie
in de inkomstenbelasting), maar anderzijds is er in een tweeverdienershuishouden
minder tijd voor huishoudelijke arbeid beschikbaar dan in een alleenverdienershuishouden waarin de partner niet buitenshuis
werkt. Wellicht is de hier berekende uitkomst een gevolg van het feit dat in huishoudens waarin de partner niet buitenshuis
werkt vaker kinderen voorkomen dan in
een tweeverdienershuishouden. De aanwezigheid van kinderen brengt immers een
hogere consumptiebehoefte met zich mee.
Uit eerder uitgevoerd inkomenswaarderingsonderzoek blijkt dat een huishouden
met twee kinderen in het algemeen een
13% hogere inkomensbehoefte heeft dan
een overeenkomstig huishouden zonder
kinderen 1). Hagenaars, Homan en Van
Praag hebben in het onderhavige onderzoek de verklarende variabele huishoudgrootte meegenomen (fs). Hun schattingsresultaat impliceert echter dat twee personen extra geen significante extra inkomensbehoefte zouden hebben. Zij onderkennen dat en schrijven het toe aan de behoorlijke correlatie tussen hap, np en lp en
de gezinsgrootte. Het komt me voor dat in
zo’n situatie het gevaarlijk is hap en n te interpreteren als zuivere maatstaf voor de inkomensbehoefte die de arbeidsmarktparticipatie van de partner met zich meebrengt.
Het komt me voor dat op grond van de
door Hagenaars, Homan en Van Praag
uitgevoerde schatting niet de conclusie kan
worden getrokken dat een tweeverdienershuishouden een circa 30% hoger netto
huishoudinkomen nodig heeft dan een eenverdieners huishouden om dezelfde draagkrachtsituatie te hebben. Hun schatting
lijkt me tot de conclusie te leiden dat een
tweeverdienershuishouden een circa 10%
lager netto huishoudinkomen nodig heeft
dan een eenverdienershuishouden om dezelfde draagkrachtsituatie te hebben, met
daarbij de aantekening dat zulks mede het
gevolg kan zijn van het meer voorkomen
van kinderen bij eenverdienershuishoudens en de inkomensbehoefte die kinderen
met zich meebrengen.
Hagenaars, Homan en Van Praag hebben een interessante aanzet gegeven voor
een methodiek om de welvaartsbeleving
van tweeverdienershuishoudens met die
van eenverdienershuishoudens te vergelijken. De lezer van hun artikel blijft echter
met de vraag zitten of hun conclusies wel
voldoende zijn gefundeerd op het door hen
aangedragen materiaal.
Ten slotte wil ik een onderzoekssuggestie doen. In de discussie over dit onderwerp
1) Welvaartsneutrale inkomensstandaardisatiefactoren, CBS, SocialeMaandstatistiek, november 1979, onderzoek van H. van de Stadt in samenwerking met B.M.S. van Praag.
829
speelt niet alleen het oordeel dat mensen
hebben over hun eigen, gelet op hun huis-
houdsituatie, goed geachte inkomenspeil,
maar ook het oordeel dat men heeft over
het goed geachte inkomenspeil van anderen in een andere huishoudsituatie. De
correctiefactoren van Hagenaars, Homan
en Van Praag zijn gebaseerd op enquetes
naar het eerstgenoemde inkomenspeil.
Men zou die enquetes kunnen uitbreiden
met de vraag wat men in een andere huishoudsituatie een goed inkomen zou vinden. Men vindt dan verscheidene sets van
correctiefactoren. Dat maakt het mogelijk
de welvaartsverdeling vanuit verschillende
invalshoeken te bezien en te bestuderen in
welke mate die invalshoeken divergeren
dan wel convergeren. Dan zal bij voorbeeld duidelijk worden in welke mate het
gevoel dat huishoudens met kinderen hebben dat ze een hogere consumptiebehoefte
hebben dan huishoudens zonder kinderen
door die laatste groep huishoudens worden
gedeeld.
M. van Schaaijk
me” tweekostwinnershuishoudens (np =
1) gelijk is aan – 15 “/a. De correctiefactor n
wordt gevonden door de subjectieve marginale substitutievoet tussen huishoudelijke arbeid en inkomen te vermenigvuldigen
met het totaal aantal uren huishoudelijke
arbeid. De subjectieve marginale substitutievoet is gelijk aan het quotient van de
particle afgeleide van In y – \n naar huishoudelijke arbeid en die naar het inkomen:
sv(y,ha) =
3 ha
De correctie op het gezinsinkomen uit
hoofde van de geleverde huishoudelijke arbeid van de partner is dus sv(y,hap).hap =
yy, zodat
(«20+«p)
y – Deze waardebepaling is volstrekt anders
dan die welke Van Schaaijk gebruikt.
Indien we ook rekening houden met de effecten van veranderingen in vrije tijd vinden we voor de correctie op het inkomen de
factor
Naschrift
1 + y = 1 + (0,15 – 0,30rtp – (0,15 + 0,35np)ZE
In zijn reactie op ons artikel “Draagkrachtverschillen tussen huishoudens met
een resp. twee kostwinners” komt de heer
Van Schaaijk tot de conclusie dat de door
ons gebruikte schatting geen fundament
biedt voor de door ons becijferde draagkrachtverschillen. Hij komt tot deze slotsom door onze ceteris-paribus-veronderstelling met betrekking tot vrije tijd te laten
vallen, en berekent dan dat bij een zelfde
netto geldinkomen tweekostwinnershuishoudens juist beter af zijn dan eenkostwinnerhuishoudens. Wij zijn het met Van
Schaaijk eens (zie voetnoot 9 van ons artikel) dat het niet mogelijk is alleen uren
huishoudelijke arbeid te laten varieren,
terwijl tijd besteed op de arbeidsmarkt en
aan vrije tijd onveranderd blijft. In ons
model werken we voorwaardelijk onder
een vast aantal uren t op de arbeidsmarkt,
zodat een verandering in het aantal uren
huishoudelijke arbeid alleen gevolgen
heeft voor het aantal uren vrije tijd. Indien
we de effecten van veranderingen in vrije
tijd meenemen, worden de verschillen in
draagkracht tussen een- en tweeverdieners
groter en niet kleiner zoals Van Schaaijk
concludeert.
Dit naschrift valt uiteen in twee stukken:
eerst zullen we laten zien dat de draagkrachtverschillen groter worden indien we
de ceteris-paribus-veronderstelling met betrekking tot vrije tijd laten vallen, en ten
tweede zullen we aangeven waarom de
door Van Schaaijk gemaakte analyse binnen het door ons gebruikte model niet toe-
gestaan is.
In ons artikel vonden we als correctiefactor op het netto geldinkomen voor verschillen in huishoudelijke produktie 1 + y
= l + (0,15-0,30np). Dit betekent dat y
voor eenkostwinnershuishoudens (nf = 0)
gelijk is aan + 15% en dat y voor ,,full ti830
Beschouw nu een eenkostwinnerhuishouden waarin de partner 46 uur aan huishoudelijke arbeid besteedt, en dus 122 uur
vrije tijd heeft en een ,,full time” tweekostwinnershuishouden waar de partner 26 uur
aan huishoudelijke arbeid besteedt en dus
nog maar 168-40-26 =102 uur vrije tijd
heeft. In deze situatie vinden we voor eenverdieners een y van +0,09% en voor
tweeverdieners een y van —0.28%. We
zien dus dat het verschil in draagkracht van
30% is toegenomen tot een verschil van
37% indien we rekening houden met de effecten van veranderingen in vrije tijd.
In onze analyse zijn we uitgegaan van de
veronderstelling dat de participatiebeslissing van de partner genomen is, en dat het
op de korte termijn, waarop ons model betrekking heeft, niet mogelijk is hierin veranderingen aan te brengen. irp is dus een
,,predetermined” variabele. Dit betekent
dat in ons model np (participatiegraad
partner) niet als een vrij te kiezen variabele
kan worden beschouwd. In de door ons gekozen specificatie differentieert np slechts
de coefficient a2 in onze vgl. (3) over verschillende waarden van de participatiegraad. Het is melons model dus niet mogelijk analyses uit te voeren waarin np als een
variabele wordt beschouwd. M.a.w., de
door Van Schaaijk uitgevoerde analyse
valt buiten de verklaringsmogelijkheden
van het model. Voor het uitvoeren van deze op zich interessante analyse zou het model moeten worden uitgebreid tot een mo-
del waarin ook de participatie van de partner een vrij te kiezen variabele is. Zoals
Van Schaaijk zelf ook opmerkt zal in een
dergelijk model ook de samenhang met bijvoorbeeld gezinsgrootte moeten worden
gemodelleerd.
Concluderend kunnen we zeggen dat indien we de cetteris-paribus-veronderstelling met betrekking tot vrije tijd laten
vallen de draagkrachtverschillen tussen
een en tweeverdieners nog groter worden
en dat de in ons artikel gegeven schattingen
van deze verschillen eerder naar een onderschatting dan een overschatting tenderen.
A.J.M. Hagenaars
M.E. Homan
B.M.S. van Praag