Dubbel en dwars: over dubbele
inkomens in 1979
MR. C. A. DE KAM — DRS. E. J. POMMER — DRS. C. J. WIEBRENS*
Er bestaat geenszins eenstemmigheid over dubbele inkomens in relatie tot
de herverdeling van werk, het stelsel van sociale zekerheid en de belastingwetgeving.
Ook over de inkomensherverdelende working van dubbele inkomens zijn de meningen verdeeld.
In dit artikel staat de invloed van dubbele inkomens op de inkomensverdeling centraal.
De auteurs concluderen dat, naarmate het secundaire inkomen van het hoofd van een huishouden
lager is, meer partners een eigen bron van inkomen hebben. Daar staat tegenover dat in de
hogere decielen van de inkomensverdeling de beloning per uur van de werkende partner toeneemt.
De resultante is dat binnen de categorie dubbele-inkomenswinners de inkomensongeljjkheid
licht toeneemt. Tussen de dubbele en enkele kostwinners is daarentegen, als het gezamenlijk
inkomen als maatstaf wordt genomen, van een forse toeneming van de
inkomensongelijkheid sprake. Ten slotte presenteren de auteurs een multivariate
analyse, die het gewicht van diverse verklarende factoren
voor de inkomensongelijkheid aangeeft.
1. Inleiding
2. Dubbele inkomens in 1979
Het verschijnsel ,,dubbele inkomens” is in de Nederlandse politick een actueel probleem. Het thema duikt steeds
op: bij de herverdeling van werk, bij wijzigingen in het stelsel
van sociale zekerheid en bij de herziening van de belastingwetgeving. Standpuntbepaling en beleidsvorming worden
echter belemmerd doordat gegevens over huishoudens met
dubbele inkomens schaars zijn, en betrekkelijk gedateerd.
Het CBS heeft vorig jaar enkele gegevens over echtparen
met dubbele inkomens gepubliceerd 1). Het grondmateriaal
was ontleend aan de op fiscale gegevens gebaseerde Inkomensstatistiek 1975. Odink en Pott-Buter hebben voor hun
becijferingen gegevens uit dezelfde bron geput 2). Gegevens
over dubbele inkomens uit het CBS Woningbehoeftenonderzoek 1977 zijn door Bakker verwerkt in zijn boek overkorter
werken 3). Recent zijn door het Sociaal en Cultured Planbureau verstrekte gegevens opgenomen in een katern van het
weekblad Vrij Nederland, dat onder meer aan de verdeling
van inkomens was gewijd 4).
Van deze publikaties zijn die van Odink en Pott-Buter
het interessantst, in zoverre dat deze auteurs ook ingaan op
de invloed van het voorkomen van dubbele inkomens op de
inkomensongelijkheid. Hun gegevens vormden tot voor kort
het enige referentiepunt in de maatschappelijke discussie
over dubbele inkomens 5).
Dit artikel gaat eveneens over dubbele inkomens. Het is
als volgt ingedeeld. In paragraaf 2 wordt, op basis van gegevens uit het Aanvullend Voorzieningengebruik Onderzoek
1979 (AVO-79) een beeld gegeven van de verdeling van dubbele inkomens over huishoudens in 1979. In paragraaf 3
wordt nagegaan hoe dubbele inkomens de inkomensongelijkheid bei’nvloeden. Een groot bezwaar tegen de gebruikelijke
beschrijving van inkomensverdelingen in tabelvorm is dat
geen rekening wordt gehouden met samenhangen tussen
verklarende variabelen. Om dergelijke samenhangen voor
huishoudens met dubbele inkomens op het spoor te komen,
is een multivariate analyse uitgevoerd, die in paragraaf 4
wordt gepresenteerd. De slotparagraaf geeft een samenvatting en enkele conclusies.
Het Sociaal en Cultured Planbureau maakt voor veel van
zijn publikaties gebruik van enquetegegevens. De meest recente inkomensgegevens waarover het bureau beschikt, zijn
die van het in 1979 gehouden AVO-79 6). Het gebruik van
enquetegegevens in plaats van de op fiscale gegevens gebaseerde Inkomensstatistieken biedt een aantal voordelen.
In de eerste plaats zijn de gegevens van recente datum. Voor
actuele beleidsvraagstukken geniet het gebruik van enquetegegevens daarom de voorkeur. In de tweede plaats bevatten
enquetes vaak meer achtergrondgegevens dan de Inkomensstatistieken. Dit vergroot het aantal analysemogelijkheden.
Bij het schrijven van dit artikel was een vergelijking van
de inkomensgegevens uit het AVO-79 met de Inkomensstatistiek 1979 (nog) niet mogelijk. Wel laten inkomensgegevens
uit het AVO-79 zich goed vergelijken met nationale totalen,
zoals vermeld in de Nationale Rekeningen 7). Een vergelij-
1040
* De auteurs zijn alien werkzaam bij het Sociaal en Cultured Planbureau, Rijswijk. Wij danken onze college’s van de afdeling
Systeemanalyse voor hun waardevolle opmerkingen naar aanleiding
van een eerdere versie van dit artikel.
1) J. P. de Kleijn, Profielschets van de inkomenstrekker onder of
op, resp. boven het minimum en modaal inkomen, Sociale Maandstatistiek, 1981, 10, biz. 82-103.
2) J. G. Odink en H. A. Pott-Buter, Echtparen met dubbele inkomens, ESB, 12 augustus 1981, biz. 774-777; Hettie Pott-Buter en
Joop Odink, Het eigen arbeidsinkomen van de gehuwde vrouw,
Tijdschrift voor Politieke Economic, jg. 5, 1982, nr. 3, biz. 122-136.
3) Vincent Bakker, Korter werken; sociale noodzaak, eisen, feiten,
Agathon, Bussum, 1980.
4) De inkomens en de krisis, Vrij Nederland, 10 juli 1982.
5) Zie bij voorbeeld de reactie van Marga Bruyn-Hundt op de
bezuinigingsvoorstellen van het kabinet-Van Agt II in het NRC
Handehblad van 22 april 1982.
6) Voor een beschrijving van het AVO-79, zie Sociaal en Cultureel
Planbureau, Profijt van de overheid in 1977, Den Haag, 1981,
biz. 326.
7) H. de Groot, C. A. de Kam en E. J. Pommer, Een algemene
arbeidsduurverkorting met tien procent, SCP-cahier 30, Rijswijk,
1982, biz. 16.
gegeven. Met het stijgen van het inkomen van het hoofd
neemt de kans op aanwezigheid van een partner sterk toe.
In de hogere decielen komen minder alleenstaanden voor dan
king van de aantallen partners met een eigen inkomen uit het
AVO-79 met gegevens uit de Arbeidskrachtentelling 1979
wordt gegeven in label 1 8). De verschillen zijn gering.
in de lagere decielen.
Tabel 1. Aantal gehuwde vrouwen met een eigen inkomen
In totaal is in 63% van alle huishoudens een partner aan-
in 1979, X 1.000
wezig. Het gaat daarbij, na verhoging tot nationale totalen,
om 3.644.000 huishoudens, waarvan 444.000 bejaarden. Laten
AVO-79
we deze groep buiten beschouwing, dan resteren 3.200.000
Arbeidskrachtentelling
1979
huishoudens die relevant zijn voor de discussie over dub-
bele inkomens. De beschrijving van de inkomensverdeling
van deze huishoudens blijft hier beperkt tot een beschrijving
Meewerkende gezinsleden a) . . . . . . . .
Ontvangers van een sociale uitkering b)
104
111
naar quintielen (20%-groepen). Een presentatie naar decielen
zou tot een nauwelijks overzienbare cijferbrij leiden. In tabel
3 is de verdeling beschreven. In totaal heeft 28% van de partners een eigen bron van inkomen. In het eerste quintiel is dat
106
931
38%, aflopend van 26% in het derde quintiel tot 21% in het
Bron: AVO-79; de Arbeidskrachtentellinggegevens zijn ontleend aan CBS, Sociale Maandslatistiek, januari 1982.
a) In het AVO-79 is inkomen aan de meewerkende echtgenote toegerekend conform de
wettelijke regeling, met inachtneming van het werkelijk aantal gewerkte uren.
b) Een vergelijking van cijfers uit het AVO-79 met nationale totalen is niet mogelijk. Wel is
een aanduiding betreffende het aanta) uitkeringsgerechtigde gehuwde vrouwen te ontlenen
aan CBS, Inkomensslalisliek 197}. Voor 1975 geeft die statistiek ca. 102.000 gehuwde
vrouwen met een uitkering.
vijfde quintiel. Bezien naar het secundair inkomen van het
hoofd van het huishouden blijkt dat meer partners een eigen
bron van inkomen hebben, naarmate het inkomen van het
hoofd lager is.
Het gemiddeld door de partners ingebrachte secundair
inkomen bedroeg in 1979 op basis van het AVO-79 f. 13.300.
Over het algemeen bestaat er weinig variatie in het gemiddelde door de partner verdiende inkomen (per quintiel).
Alleen het ,,tweede inkomen” in het hoogste quintiel spring!
er wat uit naar boven. Meer variatie treedt op in het aantal
Bij onze berekeningen hebben we — gebruik makend van
mogelijkheden die het AVO-79 in dit opzicht biedt — huis-
door de partner gewerkte uren per week. Het algemeen gemiddelde is bijna 28 uur per week. Partners in de lagere in-
houdens van gehuwden en van niet-gehuwd samenwonenden
te zamen bezien. Daarom worden de begrippen ,,hoofd van
komensregionen werken duidelijk langer dan de partners in
het huishouden” en ,,partner van het hoofd” in aangepaste
hogere inkomensgroepen. De beloning per uur is dus (aan-
vorm gehanteerd. Voor gehuwden geldt de man als hoofd,
zienlijk) hoger in het vierde en vijfde quintiel. Deze be-
behalve in gevallen dat sprake is van rolwisseling in fiscale
zin. Dan is de vrouw als hoofd aangemerkt. Bij niet-gehuwd
loningsverschillen zijn niet verwonderlijk; partners in het
eerste quintiel (voor het merendeel gehuwde vrouwen) zijn
over het algemeen ouder en hebben minder opleiding genoten dan degenen die een metgezel met een (wat) hoger
inkomen hebben getroffen.
samenwonenden is de man als hoofd aangemerkt, tenzij aan
de voorwaarden voor ,,rolwisseling” was voldaan. Bij samenwonenden van gelijk geslacht is eveneens ,,rolwisseling” toegepast om hoofd en partner te onderscheiden. Uiteraard
De partners in de verschillende quintielen onderscheiden
heeft rolwisseling toegepast op ongehuwd samenwonenden
zich naar leeftijd en opleiding. Huishoudens in de hoogste en
geen fiscale gevolgen.
laagste quintielen onderscheiden zich voorts van elkaar door
Op basis van deze uitgangspunten kunnen in het AVO-79
ca. 962.000 huishoudens worden onderscheiden waarin een
dubbel inkomen voorkomt. In 63.000 van deze huishoudens
wonen hoofd en partner in niet-gehuwde staat samen.
Beperken we ons tot huishoudens waarvan het hoofd tot de
leeftijdscategorie 18-64 jaar behoort, dan vinden we 899.000
huishoudens met ,,dubbelwinners”, waarvan 56.000 ongehuwd samenwonenden.
Niet alle 931.000 gehuwde vrouwen met een eigen inkomen
8) Schaduwberekeningen met gegevens van het Woningbehoeften-
onderzoek 1977 geven vrijwel hetzelfde beeld.
9) Van de 931.000 gehuwde vrouwen met een eigen bron van inkomen treden er 40.000 op als hoofd van het huishouden. Van deze
40.000 zijn 13.000 vrouwen volgens eigen opgave gehuwd, maar
wonen niet samen met een partner. Voor 27.000 gehuwde vrouwen
is rolwisseling toegepast, in ca. een derde van die gevallen heeft de
zorgen voor een tweede inkomen (als partner). Een aantal
treedt door fiscale rolwisseling op als hoofd van het huishouden (waarbij de partner al dan niet eigen inkomsten kan
echtgenoot een bescheiden inkomen. Het aantal aanvragen voor
rolwisseling lag in 1978 volgens opgave van het Ministerie van
hebben), een aantal staat geboekt als ,,gehuwd”maar woont
Financien op ca. 20.500. Extrapolatie zou het aantal rolwisselaars
in feite niet meer samen 9). Bij de niet-gehuwd samenwonenden is doorgaans een man hoofd van het huishouden.
Tabel 2 geeft een beeld van de inkomensverdeling van
in 1979 op ca. 22.000 brengen.
10) Het secundair inkomen omvat het inkomen uit arbeid, onder-
hoof den van huishoudens in 1979. Het gemiddeld secundair
uitkeringen en sociale uitkeringen (incl. kinderbijslag), en verminderd met pensioenpremies, sociale-verzekeringspremies en in-
neming en vermogen (primair inkomen) vermeerderd met pensioen-
inkomen van het hoofd bedroeg dat jaar f. 24.200 10). Het
percentage huishoudens bestaande uit twee (on)gehuwd
samenwonende volwassenen is op de onderste regel aan-
komstenbelasting, voor zover deze ontvangsten en betalingen niet
aan goederen en diensten gebonden zijn (zie Profljt van de overheid
in 1977, biz. 45).
Tabel 2. Enkele kenmerken van hoofden van huishoudens, 1979 a)
Totaal
Decielen secundair inkomen van het hoofd van het huishouden b)
1
24,2
100
63
2
3
4
5
6
7
8
9
10
10,8
4,5
14,5
6,0
12,6
17,2
7,1
16,5
49
19,2
7,9
18,2
59
21,3
8,8
20,2
68
23,6
9,8
22,4
82
26,2
10,8
24,8
82
29,1
12,1
27,6
91
33,5
13,9
30,9
90
46,4
19,2
36,8
87
II
Bron: AVO-79.
a) Alle huishoudens waarvan het hoofd een secundair inkomen heeft, excl. studerenden (n = 5.769.000).
b) Orider huishoudens worden verstaan: alleenstaanden en gezinnen; ,,kinderen” van 18 jaar en ouder zijn als zelfstandig huishouden aangemerkt; niet-gehuwd samenwonenden zijn als gezin
aangemerkt, behalve wanneer er sprake is van 3 of meer samenwonende volwassenen.
ESB 29-9-1982
1041
Buter aan hun becijferingen verbinden, druisen in tegen deze
gangbare veronderstelling over het effect van het voorkomen
van dubbele inkomens op de inkomensongelijkheid. Zij stel-
de aanwezigheid van kinderen (0-17 jaar) in het huishouden.
Het al dan niet aanwezig zijn van (j°n8e) kinderen is een
factor van gewicht bij de verklaring van de uiteenlopende
arbeidsparticipatie van gehuwde vrouwen. Kinderen binden
de vrouw aan huis, de mogelijkheden voor dagopvang zijn
schaars en relatief kostbaar, school- en werktijden corresponderen niet en het veelgeprezen (vrij kostbare) informele
circuit kent te veel onzekerheden om er zich op te verlaten.
Een en ander wordt duidelijk uit label 4. In huishoudens
len:
,,Naarmate de man dus een hoger inkomen heeft, wordt de relatieve
betekenis van het inkomen van de vrouw geringer. Als gevojg hiervan
heeft het inkomen van de werkende gehuwde vrouw een nivellerend
effect op de verdeling van de inkomens van echtparen. Deze nivellering geldt zowel voor echtparen met dubbele inkomens als voor
alle echtparen gezamenlijk, zoals aan de hand van de Theil-coefficient is vastgesteld. Het zo dikwijls genoemde voorbeeld van de
hoogleraar met een vrouw, die ook een hoog inkomen heeft, is wel
van twee volwassenen met kinderen ligt het percentage
partners met een eigen inkomen aanzienlijk onder het gemiddelde; het aantal gewerkte uren per week is minder en de ver-
suggestief maar komt niet veel voor” 11).
diensten zijn derhalve geringer. De huishoudens in het eerste
quintiel lijken hierop een uitzondering te maken. De gehuwde vrouwen in dit quintiel zijn voornamelijk uit de leeftijdscategorie 50-64 jaar, waarvan men kan aannemen dat ze
oudere, minder zorg behoevende kinderen hebben. In het
eerste quintiel komen ook relatief veel gehuwde vrouwen in
de leeftijdsgroep 18-34 jaar voor, de groep 35-49 jaar is hier
ondervertegenwoordigd. Het is aannemelijk dat bij de groep
18-34 jaar meer rolwisselaars (in fiscale en niet-fiscale zin)
Zo’n conclusie roept vragen op; vragen naar gehanteerde
definities, gebruikte gegevens, berekeningswijzen en interpretaties. Een eerste vraag betreft het aantal huishoudens met
een dubbel inkomen in 1975. Odink en Pott-Buter geven een
totaal van bijna een miljoen werkende gehuwde vrouwen in
1975. Dit aantal van bijna 6en miljoen werkende gehuwde
vrouwen is nogal hoog en komt overeen met een arbeidsparticipatie van 30,1%. De Arbeidskrachtentelling 1975, diedoorgaans als informatiebron voor dit soort kerncijfers fungeert,
vermeldt een deelnamepercentage (in 1975) van 20,0. In absolute zin betreft het 663.000 gehuwde vrouwen. De vraag
dringt zich op hoe het mogelijk is dat-Odink en Pott-Buter
ca. 335.000 huishoudens met dubbele inkomens m66r vinden,
dan op grond van de Arbeidskrachtentelling mocht worden
verwacht. Voor buitenshuis werkende echtgenotes is de afwijking 185.000 en bij meewerkende echtgenotes van zelfstandigen 150.000 (zie label 5).
voorkomen. Ook is het mogelijk dat bij deze groep jongere
vrouwen van een ander deelnamepatroon sprake is. In tegenstelling tot oudere generaties moeders met kinderen geven zij
hun baan minder snel op als ze een kind krijgen en blijven
zij deelnemen aan het arbeidsproces. Een andere houding ten
opzichte van werken, een gunstiger werkklimaat, gewijzigde
maatschappelijke opvattingen e.d. kunnen hierbij een rol
spelen.
3. Dubbele inkomens en inkomensongelijkheid
In discussies over dubbele inkomens wordt vaak de stelling
gehoord dat ten gevolge van dit verschijnsel de inkomensongelijkheid groter wordt. De conclusies die Odink en Pott-
11) Hettie Pott-Buter en Joop Odink, art. cit., 1982, biz. 129.
Tabel 3. Kenmerken hoof den van huishoudens in de leeftijd van 18-64 jaar met een partner, 1979 a)
Quintielen secundair inkomen
Totaal
1
2
3
4
5
28,4
18,0
23,2
26,8
31,1
42,9
36,4
28,3
39,3
28,1
13,3
8,2
37,3
40,8
22,3
38,3
13,1
8,1
42,5
29,1
18,4
32,8
13,1
6,8
45,0
18,9
29,2
25,5
13,3
8,7
36,6
24,7
47,3
22,7
12,8
8,7
20,5
28,0
79,4
21,2
14,2
9,3
3,7
27,7
5,0
32,2
4,3
29,4
3,4
27,1
2,9
23,7
3,0
23,3
42,5
30,8
20,8
40,6
48,8
21,6
18,4
57,5
53,9
13,4
19,2
73,3
45,2
19,1
23,6
72,3
30,8
20,6
44,8
76,6
Hoofd is:
Gemiddeld inkomen alle partners (met en zonder eigen inkomen, in
gld. X 1 .000) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Partner is:
18-34 jaar ( % ) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
— 50-64 jaar ( % ) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
44,3
21,1
25,3
64,0
3.200
640
640
640
640
640
Bron: AVO79.
a) Alle huishoudens waarvan het hoofd een secundair inkomen heeft (geen studerenden). 18-64 jaar is, en een partner heeft (gehuwd of samenwonend).
Tabel 4. Huishoudens van twee volwassenen met kinderen (0-17 jaar) in 1979
Quintielen secundair inkomen
Totaal
1
20,3
10,6
22,6
2.049
Bron: AVO-79.
1042
2
3
4
5
32,2
10,4
30,8
20,5
9,7
21,6
17,8
10,6
21,2
17,6
9,4
18,8
18,9
12,7
21,2
260
368
469
463
490
Tabel 5. Aantal werkende gehuwde vrouwen in 1975,
(X 1.000)
Arbeidskrachtentelling
1975
Odink. Potl-Buter
Buitenshuis werkende gehuwde vrou739
In bedrijf van zelfstandige ondernemer
meewerkende gehuwde vrouwen . . .
109
257
Totaal ………………………
663
997
Bron: CBS, Arbeidskrachtentelling 1975, staat 46 en label 1 (incl. werklozen, excl. werkzoekenden); Hettie Pott-Buter en -loop Odink, art. cil.. 1982, biz. 132.
a) Odink en Pott-Buter rekenen zelfstandigen ook tot de buitenshuis werkenden. De
Inkomensstalisliek 1975 van net CBS geeft een aantal van 27.000 (label 3.1); de ArbeidskrachtenteUing 1975 geeft een aantal van 28.000 (staat 14 en staat 46).
We kijken eerst naar het aantal buitenshuis werkende gehuwde vrouwen. Voor een deel wordt het verschil van 185.000
verklaard door de wijze van tellen. De Inkomensstatistiek
omvat alle looninkomens over een heel jaar. Kortdurende
dienstbetrekkingen van 6en persoon worden over een heel
jaar bij elkaar gevoegd. De Arbeidskrachtentelling is daarentegen gebaseerd op een momentopname; daarin komt dus
slechts een deel van de kortdurende dienstbetrekkingen (van
werkende gehuwde vrouwen) voor. De Inkomensstatistiek
vermeldt dus meer inkomens uit dienstbetrekking dan de
Arbeidskrachtentelling. Dit kan echter slechts een gedeelte
van het verschil van 185.000 personen verklaren.
Het verschil tussen het aantal meewerkende echtgenotes
van zelfstandigen bedraagt 150.000. Odink en Pott-Buter
baseren zich op de Inkomensstatistiek, die op fiscale gegevens
berust. Ze hebben daarom in alle gevallen waarbij een deel
van de ondernemingswinst van de man aan zijn echtgenote is
toegerekend, aangenomen dat er sprake is van arbeidsinkomsten van de echtgenote, ongeacht of er werkelijk arbeid
is verricht of niet. In beginsel laat de fiscale wetgeving toerekening van een deel van de ondernemingswinst alleen toe in
het geval dat de echtgenote daadwerkelijk meewerkt in de
onderneming van haar man. De omvang van de toegerekende
winst is, binnen bepaalde grenzen, afhankelijk van de arbeidsinspanning van de vrouw. In eerste instantie geven be-
lastingplichtingen op hoeveel uren de gehuwde vrouw ,,in de
zaak” meewerkt; deze opgave is voor de fiscus nauwelijks
controleerbaar en kan een flinke belastingbesparing opleveren. Daarom wekt het niet zoveel verwondering dat de
op fiscale gegevens gebaseerde Inkomensstatistiek 1975
258.000 meewerkende gehuwde vrouwen geeft, terwijl
er in de Arbeidskrachtentelling 1975 maar 109.000 worden
geregistreerd. De conclusie moet zijn dat Odink en PottButer op gezag van de Inkomensstatistiek 1975 ongeveer
150.000 alleen op (belasting)papier werkende (gehuwde)
vrouwen in hun berekeningen hebben betrokken.
Bij het aantal dubbele inkomens dat Odink en Pott-Buter
vermelden kunnen dus de nodige vraagtekens worden geplaatst. De Inkomensstatistiek 1975 kent echter nog andere
beperkingen, die de analyse van dubbele inkomens bemoeilijken. Zo werden in 1975 pensioen- en arbeidsongeschiktheidsuitkeringen van de gehuwde vrouw gevoegd bij het inkomen van de echtgenoot. Het gaat hier om ,,dubbel” inkomen dat echter in de Inkomensstatistiek niet als zodanig te
onderscheiden is 12). Een andere, belangrijke beperking is,
dat de Inkomensstatistiek alleen informatie geeft over duurzaam samenwonende gehuwden. Ongehuwd samenwonenden met een of twee inkomens blijven dus buiten beeld.
Odink en Pott-Buter rekenen overigens ook bejaarden tot
de verzameling relevante huishoudens. Dit is aanvechtbaar;
bij een discussie die zich toespitst op de rol van de buitenshuis werkende (gehuwde, c.q. samenwonende) vrouw, haar
kansen op de arbeidsmarkt en haar rechten op sociale zekerheid, is het niet erg realistisch de bejaarden in de becijferingen te betrekken.
De enerzijds te mime, anderzijds te schrale afbakening van
huishoudens met dubbele inkomens heeft ook consequenties
ESB 29-9-1982
I
voor de hoogte van de inkomens (en de interpretatie daarvan)
van zowel gehuwde vrouwen als van gehuwde mannen. Door
alle gevallen van winsttoerekening aan de echtgenote van
zelfstandigen in aanmerking te nemen (waarbij een maximum geldt) kan het gemiddeld inkomen van de gehuwde
vrouw lager uitvallen dan bij een beperking tot werkende
gehuwde vrouwen. Oververtegenwoordiging van kortdurende dienstbetrekkingen drukt eveneens het gemiddeld inkomen van gehuwde vrouwen. Daarentegen is het inkomen van
een onbekend aantal gehuwde mannen overschat, doordat
pensioen- en arbeidsongeschiktheidsuitkeringen van hun
echtgenotes bij het inkomen van de man is gevoegd.
Dit alles is van belang omdat Odink en Pott-Buter de inkomens van gehuwde vrouwen relateren aan het inkomen
van de man. Dan blijkt ,,dat het inkomen van de werkende
gehuwde vrouw monotoon daalt bij toename van het inkomen van de man” 13). De relatieve betekenis van het
inkomen van de vrouw wordt met andere woorden geringer
naarmate de man een hoger inkomen heeft. Nu spelen vloereffecten weliswaar een rol bij de hoogte van de procentuele
aandelen van tweede inkomens in de lagere-inkomensgroepen, maar daarbij komt, zoals reeds werd toegelicht, dat toekenning van het inkomen aan mannen en vrouwen in de
Inkomensstatistiek 1975 niet correct is geschied 14). Zolang
daarover nog onduidelijkheid bestaat, moet men behoedzaam zijn bij het doen van uitspraken, met name overgevolgen van dubbele inkomens voor de inkomensverdeling en de
ongelijkheid daarvan.
Odink en Pott-Buter hebben Theil-coefficienten berekend
om deze gevolgen na te gaan. In eerste instantie voor de
inkomensverdeling van gehuwde mannen; vervolgens voor
inkomensverdelingen waarbij het inkomen van gehuwde
mannen en vrouwen (zoals bekend uit de Inkomensstatistiek) is samengevoegd. Voor de totale groep gehuwden nemen de auteurs twee tegengestelde tendensen waar. Enerzijds daalt de ongelijkheid binnen de groep met dubbele inkomens aanzienlijk, anderzijds neemt de ongelijkheid tussen
de groep gehuwden met en die zonder een dubbel inkomen
enigszins toe. Per saldo daalt de Theil-coefficient voor de
gehele categoric echtparen 15, 16). De inkomensongelijkheid
zou dus kleiner worden.
12) Sinds 1976 worden arbeidsongeschiktheidsuitkeringen van de
gehuwde vrouw voor de belastingheffing niet meer bij het inkomen
van haar echtgenoot gevoegd.
13) J. G. Odink en H. A. Pott-Buter, art. cit., 1981, biz. 776.
14) Met uitzondering van de inkomens van zelfstandigen geldt voor
beloning uit arbeid de minimumloonregeling. Dat betekent dat het
inkomen van de partner, uitgedrukt in procenten van het inkomen
van het hoofd, altijd een zekere ondergrens kent.
15) J. G. Odink en H. A. Pott-Buter, art. cit., 1981, biz. 777.
N
16) De Theil-cogfficient is gedefinieerd als Ttot = 2 q.ln Nq..
i = 1 i
i
Hierin geeft q, de fractie weer van het totale secundaire inkomen dat huishouden i ontvangt, en N het totale aantal huishoudens. De coefficient is gelijk aan nul, indien ieder huishouden een gelijk inkomen heeft; de coefficient is gelijk aan
de maximale waarde In N, indien een huishouden al het secundaire inkomen ontvangt. Een aantrekkelijke eigenschap van de
Theil-coefficient is dat de ongelijkheid voor een populatie
kan worden ontbonden in de ongelijkheid tussen groepen (b.v.
dubbelwinners en enkelwinners) en de ongelijkheid binnen groe-
pen. “De Theil-coefficient kan daartoe als volgt worden herschreven:
Ttot = 2 Q In
«
g
Q + Z Q (S
Ng
g
«
g
««
.Un N S,
Qg
Qg
waarin Qg het aandeel van het totale secundair inkomen weergeeft
dat feitehjk terechtkomt bij categorie g, en Ng het totaal aantal huishoudens in deze categorie. Het eerste lid van Ttot | geeft de tussengroepongelijkheid Tb ,weer, het tweede lid geeft een gewogen som
van de binnengrpepongelijkheid T w,g in categorie g weer. De tussengroepongelijkheid is gelijk aan nul indien de verdiende inkomens
over de groepen verdeeld zijn naar rato van het aantal huishoudens.
Voor een wiskundige uitwerking zie H. Theil, Principles of econometrics, New York, 1971, biz. 643.
1043
Het is echter de vraag in hoeverre de in eerste aanleg be-
rekende Theil-coe’fficie’nt de stand van zaken juist weergeeft;
deze is immers berekend over ten dele onder- en overschatte
inkomens van gehuwde mannen. Een beoordeling van de
tweede Theil-coe’fficie’nt (berekend over de samengevoegde
inkomens) en het verschil met de eerste coefficient is moeilijk, doordat de gegevens over inkomens van gehuwde
vrouwen op een aantal punten betwistbaar zijn. Bovendien
wordt de Theil-coefficie’nt noodgedwongen berekend voor
een beperkt aantal inkomensklassen, waardoor verschillen
binnen inkomensklassen buiten beeld blijven.
Odink en Pott-Buter geven dus wel zicht op de verdeling
van dubbele inkomens, maar de gehanteerde definities en de
beperkingen in het datamateriaal doen twijfel rijzen aan de
hardheid van hun berekeningen en dus ook van hun gevolgtrekkingen. Daarbij komt dat hun gegevens betrekkelijk verouderd zijn; ze hebben betrekking op 1975. Sindsdien is er
nogal wat veranderd op het gebied van werk, inkomen en
emancipatie.
Gegevens uit het AVO-79 maken het mogelijk de uitspraak
van Odink en Pott-Buter te toetsen dat door ,,dubbele inkomens” de inkomensongelijkheid — bezien over huishoudens met een hoofd plus partner — per saldo afneemt. Ook
wij hebben Theil-coe’fficienten berekend, zij het dat individuele huishoudens als eenheden zijn genomen, en geen (geaggregeerde) inkomensklassen, zoals Odink en Pott-Buter
doen. Figuur 1 geeft inzicht in de inkomensongelijkheid tussen en binnen groepen huishoudens van verschillende samenstelling.
Figuur 1. Inkomensongelijkheid tussen en binnen huishoudens van verschillende samenstelling, 1979
Bron: AVO-79.
Legenda: T: Theil-coe’fficie’nt (w = binnen groepen; b =russtn groepen); tussen haakjes:
bijdrage in de mate van ongelijkheid.
Omdat het maximum van de coe’fficie’nt afhangt van de
omvang van het aantal eenheden in de onderscheiden categorieen en het door hen verdiende inkomen, is de bijdrage
aan de ongelijkheid van elke categoric ook procentueel ge-
zijds. Beperken we ons tot de categoric gehuwden en samenwonenden, dan blijkt dat slechts 16% van de inkomensongelijkheid binnen deze categoric is toe te schrijven aan
inkomensverschillen tussen enkel- en dubbelwinners.
Het effect van dubbele inkomens op de inkomensverschillen tussen huishoudens kan eenvoudig in kaart worden gebracht door ongehjkheidsmaatstaven te berekenen, gebaseerd op resp. het (secundair) inkomen van het hoofd, en het
(secundair) inkomen van hoofd en partner samen. Omdat de
Theil-coefficie’nt, net als de meeste ongelijkheidsmaatstaven,
erg gevoelig is voor alles wat zich aan de top van de inkomensverdeling afspeelt, is een tweede ongelijkheidsmaatstaf berekend, die relatief gevoelig is voor het midden en de onderkant van de inkomensverdeling: de standaardafwijking van
de logaritme van de inkomens. Tabel 6 vat de resultaten
samen. Deze staan dwars op die van Odink en Pott-Buter.
Van nivellering door het verschijnsel ,,dubbelwinner” is geen
sprake. Binnen de categorie dubbelwinners zelf nemen we al
een lichte stijging waar, van zowel de Theil-coefficie’nt als de
standaarddeviatie. Bezien voor de categorie gehuwden en
samenwonenden als geheel (dubbel- plus enkelwinners)
neemt de ongelijkheid aanzienlijk toe, wanneer we het inkomen van de partner voegen bij dat van het hoofd.
De Theil-coefficie’nt die de ongelijkheid meet tussen de
categorie enkel- en dubbelwinners neemt toe met 0,010 als in
plaats van het inkomen van het hoofd-het inkomen van
hoofd plus partner wordt genomen. Odink en Pott-Buter
vonden voor de categorie ,,alle gehuwden” een lichte daling
van de ongelijkheid. Een belangrijke oorzaak van het verschil
tussen onze resultaten en die van Odink en Pott-Buter is
ongetwijfeld dat zij berekeningen hebben uitgevoerd op basis
van inkomensklassen en niet op basis van individuele huishoudens. De variantie binnen inkomensklassen hebben zij
daarbij genegeerd. Daarnaast spelen hoogstwaarschijnlijk
definitieverschillen (afbakening van inkomens en huishoudens) en verschillen in het gebruikte databestand een rol.
Wij achten onze eigen resultaten beter dan de bevindingen
van Odink en Pott-Buter; dit oordeel is gebaseerd op de
kritische kanttekeningen in de vorige paragraaf en de bespreking van onze resultaten in deze paragraaf. Onze slotsom is
dat de gangbare veronderstelling over het effect van dubbele
inkomens nog steeds geldig is: deze vergroten de inkomensverschillen.
Tabel 6. Ongelijkheidsmaatstaven, 1979
Dubbelwinners a)
geven. Blijkens figuur 1 is ruim een kwart van de ongelijkheid
in de inkomensverdeling toe te schrijven aan inkomensverschillen tussen gehuwden (en ongehuwd samenwonenden)
enerzijds, en alleenstaanden (en 6en-oudergezinnen) ander-
S = 9,78
Secundair inkomen huishouden ……
T = 0,052
S = 10,05
Gehuwden en samenwonenden a)
T = 0,052
S = 19,15
T = 0,067
S = 22,38
899
Bron: AVO-79.
a) Hoofd is tussen 18-64 jaar oud.
n
T = £ (Y-/Y) . In (N . Y / Y); zie verder noot 16.
i= I ‘
.ml
_
S = V 2 On (Y) – In (
4. Mulrivariate samenhangen
Een groot bezwaar tegen het in tabelvorm beschrijven van
de inkomensverdeling is dat geen rekening wordt gehouden
met samenhangen tussen verklarende factoren. Dit bezwaar
kan goeddeels worden ondervangen door het uitvoeren van
een multivariate analyse. Zo’n analyse iseigenlijkalleengoed
uitvoerbaar als de verklarende factoren in termen van oor1044
Figuur 3. De inkomensverdeling in hoofdcomponenten
zaak en gevolg kunnen worden gerangschikt. Zodoende ontstaat een causaal model waarvan de relaties eenvoudig kunnen worden geschat. Hier zal deze weg slechts gedeeltelijk
worden bewandeld omdat een causale ordening niet altijd
zonder willekeur kan worden aangebracht. Zo zijn er factoren die een gemeenschappelijk deel van de variantie verklaren, maar die geen van alle als ,,eigenlijke” determinant
kunnen worden aangemerkt. Waar verklarende factoren
moeilijk in termen van oorzaak en gevolg kunnen worden
gerangschikt, is een andere weg gevolgd. In dergelijke gevallen wordt de variantie stapsgewijs, naar de hoogte van de
bijdrage van de afzonderlijke factoren opgebouwd. Dit
analysemodel kan als volgt worden geschematiseerd (figuur 2).
Inkomen hoofd’
Hoofd heeft partner
Determinanten
Werkuren partner
Inkomen partner
In label 7 is het resultaat van de multivariate analyse
samengevat, waarbij de in figuur 3 vermelde componenten
als te verklaren grootheden zijn weergegeven. De verklarende
factoren zijn in drie categoriee’n onderscheiden: kenmerken
van het huishouden (1), het hoofd (2) en de partner (3).
De schatting van de coefficienten is gebaseerd op de gewone
kleinste-kwadratenmethode. Dit is niet zonder bezwaren in
het geval dat afhankelijke variabelen een dichotoom karakter dragen 17). De bezwaren gelden vooral bij heel hoge of
heel lage frequenties, en veel minder bij frequenties tussen
de 20 en 80 procent. De twee te verklaren grootheden, te
weten (1) het al dan niet aanwezig zijn van een partner en
(2) of de partner, indien aanwezig, al dan niet een eigen bron
van inkomen heeft, hebben frequenties van ca. 60 resp. 25
procent. De kleinste-kwadratenmethode kandus zonder veel
bezwaren worden toegepast. Omdat de analyse is gericht op
het ontrafelen van onderlinge samenhangen is gekozen voor
multiple-correlatiecoefficie’nten. Deze tellen, in gekwadrateerde vorm, op tot de verklaarde variantie.
Figuur 2. Analysemodel
Rangorde
Causale ordening van verklarende factoren
variantieopbouw
-»•
2
->
Partner heeft inkomen
3
V, W en X zijn vectorcn van nevengeschikte determinanten i.
Waar verklarende factoren in termen van oorzaak en gevolg kunnen worden gerangschikt, worden eerst die factoren
ter verklaring aangewend die aan het eind staan van de causale keten; zij leveren de meest directe verklaring. Vervolgens
worden die variabelen geselecteerd die meer aan het begin
staan van de causale keten. De causale ordening is op ,,ad
hoc “-basis aangebracht en berust op betrekkelijk eenvoudige
theoretische inzichten.
De inkomensverdeling van huishoudens kan analytisch in
vijf componenten worden ontleed, die elk een eigen determinantenstructuur kennen. Deze componenten zijn in nevenstaand schema in beeld gebracht (figuur 3).
Het inkomen van het huishouden bestaat uit het inkomen
van het hoofd en, voor zover van toepassing, het inkomen
van de partner. De bijdrage van de partner aan het inkomen
van het huishouden is grotendeels het resultaat van een beslissingsproces, waarbij de factoren die in het geding zijn kunnen
worden opgevat als determinanten.
17) Het belangrijkste bezwaar is dat de storingstermen van dichotome variabelen niet normaal zijn verdeeld (Maddala, biz. 162).
Dit heeft tot gevolg dat de regressiecoefficienten als onzuivere
schatters moeten worden aangemerkt, hoewel zij een redelijk nauwkeurig beeld geven van de omyang van het effect (Boyle, biz. 442
e.v.). Daarnaast zijn de varianties in de storingstermen ongelijk hetgeen, op rich, weliswaar niet leidt tot onzuivere maar wel tot inefficie’nte schatters (Maddala, biz. 164). R. P. Boyle, Path analysis
and ordinal data, in: H. M. Blalock (red.), Causal models in the social
sciences, Chicago, 1971; G. S. Maddala, Econometrics, New York,
1977.
Tabel 7. Multivariate analyse van de secundaire inkomensverdeling, 1979
^^^^^^
^^^^^^
Determinanten
Het hoofd
heeft een
partner
Te verklaren
grootheden
De partner
heeft eigen
bron inkomen b)
Aantal
werkuren
partner b)
Hoogte secundair inkomen van
de partner a) b)
het hoofd
het huishouden
^^^^^^
Kenmerken huishouden:
-0,24
-0,06
(-0,24)
(-0,20)
-0,06
(-0,20)
( 0,04)
( 0,16)
(-0,21)
(-0,15)
-0,37
(-0,37)
(-0,23)
-0,10
(-0,05)
(-0,03)
(-0,24)
( 0,28)
(-0,03)
0,07
(-0,03)
(-0,02)
0,08
-0,05
( 0,32)
( 0,19)
-0,09
( 0,43)
(-0.13)
( 0,32)
-0,11
0,31
( 0,24)
( 0,12)
Kenmerken hoofd:
— heeft hogere opleiding ………..
is 65+ …………………….
-0,19
-0,07
0,20
(-0,10)
( 0,05)
( 0,43)
-0,41
-0.28
(-0,41)
( 0,15)
(-0,17)
-0,10
-0,10
0,15
-0,05
( 0,05)
( 0,10)
( 0,21)
(-0,13)
(0,00)
0,21
-0,09
0,32
-0,33
0,04
-0,28
0,30
(-0,30)
( 0,09)
-0,28
(-0,22)
-0,30
-0,02
( 0,49)
(-0,14)
( 0,31)
(-0,25)
( 0,06)
(-0,25)
Kenmerken partner:
0,14
-0,32
0,18
— heeft hogere opleiding ………..
33,0
5.769
23,0
3.200
( 0,21)
(-0,17)
( 0,23)
0,23
0,07
20,6
793
( 0,33)
(-0,01)
( 0,10)
(-0,06)
0,15
6,2
793
(0,04)
( 0,14)
35,3
5.769
37,0
5.769
Bron: AVO-79.
a) Bij constant aantal werkuren, excl. uitkeringsontvangers.
b) Hoofd is tussen 18-64 jaar oud (excl. bejaarden).
Toelichting: in kaders: multipele correlatiecoe’fficie’nten, additief (± MR2); tussen haakjes: enkelvoudige correlatiecotfficienten; (blanco): niet van toepassing; — niet significant (p < 0,05).
ESB 29-9-1982
1045
Nadere bestudering van label 7 en van het achterliggende
cijfermateriaal leert het volgende. Partners treft men, welhaast vanzelfsprekend, het minst aan in huishoudens waarvan het hoofd nog erg jong of al erg oud is. Hiermee is al een
kwart van de variantie vastgelegd. Inkomen correleert sterk
met leeftijd; jongeren moeten vaak met het minimumloon
genoegen nemen, ouderen zijn vaak aangewezen op een bescheiden pensioenuitkering. Een groot deel van het inkomenseffect, het verschijnsel dat men in de hogere-inkomensgroepen ook meer hoofden met een partner aantreft, kan dan
ook goeddeels tot een leeftijdseffect worden teruggebracht:
ca. twee derde van de door inkomen verklaarde variantie.
Eveneens minder partners treffen we aan in huishoudens
waarvan het hoofd een sociale uitkering ontvangt en de pensioengerechtige leeftijd nog niet heeft bereikt. Dit verschijnsel
kan slechts gedeeltelijk worden toegeschreven aan het feit
dat men in lagere-inkomensgroepen, waartoe uitkeringsgerechtigden doorgaans behoren, eveneens minder hoofden
met een partner aantreft. Het blijkt namelijk dat binnen elke
inkomensgroep uitkeringsgerechtigden significant minder
gehuwd of samenwonend zijn. Inkomen, ten slotte, blijkt
buiten de eerder genoemde facloren nog maar van geringe
betekenis te zijn. Van de oorspronkelijke 18% (het kwadraat
van de enkelvoudige correlatie) resteert nog slechts 4%;
de overige 14% is reeds door de eerder genoemde factoren
verklaard.
Beperken we ons tot de huishoudens waareen partner aanwezig is, en laten we de bejaarden eveneens buiten beschouwing, dan blijkt de kans op een partner met een eigen
bron van inkomen sterk toe te nemen naarmate de partner
jonger is, een hogere opleiding heeft genoten, en minder
kinderen in het huishouden heeft te verzorgen 18).
Opmerkelijk is voorts dat nogal weinig oudere partners
(50-64 jaar) over een eigen bron van inkomen beschikken.
De verklaringskracht die uitgaat van deze leeftijdsfactor,
overstijgt zelfs in aanzienlijke mate die welke uitgaat van de
aanwezigheid van jonge kinderen: 10% tegenover 6%. Oorzaak van de geringe arbeidsmarktparticipatie van deze
oudere partners is niet alleen de relatief slechte arbeidsmarktpositie, maar ook de geringe bereidheid betaalde
arbeid te verrichten. Uit het Leefsituatie Onderzoek 1980
(CBS) blijkt dat ca. 50% van de gehuwde vrouwen in de leeftijd van 50-64 jaar, zonder eigen bron van inkomen en zonder
kinderen, beslist niet buitenshuis wil gaan werken. Voor
dezelfde groep vrouwen van 18-49 jaar ligt dit percentage
aanmerkelijk lager: ca. 25. In huishoudens waarvan het
hoofd uitkeringsgerechtigd is treffen we relatief veel ouderen,
en dus ook veel oudere partners aan. Hiermee wordt een verklaring geboden voor het feit dat het negatieve verband tussen ,,het hoofd is uitkeringsontvanger” en ,,de partner heeft
een eigen bron van inkomen” (- 0,20) niet meer in label 7 is
terug te vinden nadat rekening is gehouden mel de leeflijd van
de partner. Uitkeringsonlvangers zijn dus niel alleen minder
vaak gehuwd of samenwonend, wanneer zij eenmaal een
partner hebben, is deze doorgaans ouder en derhalve minder
goed in staat lol hel verwerven van een eigen inkomen.
Ten slolle biedt hel opleidingsniveau van de partner een
belangrijke verklaring voor het wel of niel verrichlen van
beroepsarbeid. De bijdrage die opleidingsniveau levert in de
verklaring van de variantie blijkl nauwelijks le worden beinvloed door de overige in de label vermelde facloren.
Werkt de partner eenmaal, dan is de hoogte van het inkomen uiteraard sterk afhankelijk van het aantal gewerkte
wren. Uil label 7 blijkl dal de aanwezigheid van jonge kinderen niel alleen de arbeidsmarktparticipatie van gehuwde
vrouwen negalief bei’nvloedl, maar levens leidl tot een aanzienlijke vermindering van hel aanlal gewerkle uren. Daarnaasl is eigenlijk alleen leeflijd nog van belang. Jonge partners maken, ongeachl de aanwezigheid van kinderen, doorgaans langere werkweken dan ouderen in overigens dezelfde
omstandigheden.
De varianlie in de hoogte van het inkomen van de partner
blijkl, wanneer rekening wordl gehouden mel hel aantal gewerkte uren, slechts in geringe male door de in label 7 vermelde facloren le kunnen worden verklaard. Zelfs aan hel
opleidingsniveau kan slechts een bescheiden verklarende
werking worden loegekend. Opmerkelijk is wel dal partners
die deel uilmaken van een, naar het inkomen van het hoofd
gemeten, welvarender huishouden kortere werkweken maken, maar per uur een hoger inkomen verwerven. Per saldo
heffen beide legengestelde effecten elkaar nagenoeg op
(zie ook label 3).
Van de facloren die de hoogle van het inkomen van het
hoofd verklaren overheersen er twee: opleidingsniveau en
leeftijd. Wal belreft leeftijd valt op dal vooral jongeren in
inkomen achlerblijven, helgeen grolendeels kan worden loegeschreven aan de slaffeling van de minimumjeugdlonen.
Ook de kinderbijslag en de carriere-opbouw hebben een duidelijke leeflijdscomponenl 19). Hel feil dal hoofden mel een
partner doorgaans een hoger inkomen hebben is len dele loe
le schrijven aan hel relalieve ,,belaslingvoordeel” van gehuwden in de secundaire sfeer. Een analyse gebaseerd op
brulo inkomens wijsl overigens uil dat slechts een klein
gedeelte van dit ,,parlner-effecl”aan de genoemde belastingfaciliteit kan worden toegeschreven. Op alle onderscheiden
niveaus levert leeftijd een belangrijke verklaring voor het
18) Het verband tussen kindertal en arbeidsmarktparticipatie van
de gehuwde vrouw is uitgebreid geanalyseerd door Siegers; zie
J. J. Siegers, De arbeidsmarktparticipatie door gehuwde vrouwen
en de aanwezigheid van jonge kinderen in het gezin: een analyse op
basis van de uitkomsten van het NOVOM, Bevolkingen Gezin, 1980,
3, biz. 333-362.
19) Omdat de leeftijdsgroep 27-49 jaar als homogeen is beschouwd
(,,dummy”), blijft het ,,carriere-effect” evenwel goeddeels buiten
beeld.
1046
verschijnsel dubbelwinner. Het bepaalt in aanzienlijke mate
of men een partner heeft, of de partner een eigen bron van
inkomen heeft, en hoeveel tijd de partner aan beroepsarbeid
besteedt. De vraag is evenwel of de gesignaleerde verschillen
tussen buitenshuis en binnenshuis werkende vrouwen wel zo
leeftijdsgebonden zijn. Het is immers goed mogelijk dat we
veeleer te maken hebben met generatieverschillen. Daarover
kunnen onze gegevens evenwel geen uitsluitsel geven.
5. Samenvatting en conclusies
Ere-doctoraat prof. dr. L. H. Klaassen
Het is niet eenvoudig om een beeld te krijgen van het aantal
dubbele inkomens en de verdeling van dubbele inkomens
over huishoudens. De schaarse gegevens zijn betrekkelijk
gedateerd. Op basis van data uit de Inkomensstatistiek 1975
hebben Odink en Pott-Buter enkele analyses uitgevoerd.
Op 4 oktober a.s. ontvangt prof. dr. L. H. Klaassen,
president-directeur van de Stichting Het Nederlands
Economisch Instituut en hoogleraar regionaal en sociaal-economisch onderzoekingswerk aan de Erasmus
Universiteit Rotterdam het eredoctoraat van de Universiteit van Lodz (Polen). Het ere-doctoraat wordt
prof. Klaassen toegekend op grond van zijn hoge we-
Bij hun berekeningen zijn kritische kanttekeningen geplaatst.
Een belangrijk punt van kritiek vormt de afbakening door
Odink en Pott-Buter van ,,dubbele inkomens” zelf. Deze is
enerzijds te ruim (voornamelijk doordat het ,,papieren” fiscaal inkomen van gehuwde vrouwen van zelfstandigen wordt
meegeteld), anderzijds te schraal (ongehuwd samenwonenden zijn niet in de analyse betrokken, pensioen en WAOuitkering van de gehuwde vrouw worden als inkomen van de
man meegenomen). De onjuiste afbakening van dubbele inkomens leidt tot een vertekend beeld. De conclusies van
Odink en Pott-Buter moeten dan ook (fors) worden gerelativeerd. Dit is aangetoond met behulp van gegevens uit het
Aanvullend Voorzieningengebruik Onderzoek 1979, een omvangrijke enquete met betrekkelijk recente informatie over
dubbele inkomens. Het A VO-79 bevat informatie die inzicht
geeft in de inkomenspositie van gehuwde en ongehuwde
dubbelwinners. Ook kunnen alle eigen inkomsten van de
gehuwde vrouw (resp. ongehuwde partner) aan de betrokkenen worden toegerekend.
Uitgaande van het A VO-79 blijkt dat in 1979 in 28 procent
van de huishoudens (van twee gehuwd of ongehuwd samenwonende volwassenen) sprake was van een dubbel inkomen.
Naarmate het (secundair) inkomen van het hoofd lager is,
neemt de fractie van de huishoudens waarin de partner eigen
inkomsten heeft, toe. In het eerste quintiel (huishoudens zijn
ingedeeld op basis van het secundair inkomen van het hoofd)
heeft 38% van de partners een eigen inkomen, in het derde en
vijfde quintiel resp. 26 en 21%. Het gemiddeld secundair inkomen van de partner in de eerste vier quintielen loopt
onderling weinig uiteen (en bedraagt ca. f. 13.300). De inkomens van de partners in het vijfde quintiel springen daar
wat bovenuit (gemiddeld f. 14.200). Partners in de hogereinkomensgroepen werken gemiddeld (aanzienlijk) korter om
een zelfde inkomen te verdienen als hun zusters die onder-
liggen in de inkomenspyramide.
Met behulp van twee ongelijkheidsmaatstaven is nagegaan
welke invloed van dubbele inkomens uitgaat op de inkomensongelijkheid: de Theil-coefficie’nt en de standaardafwijking
van de logaritme van de inkomens. De laatste maatstaf is met
name gekozen in verband met de gevoeligheid van de Theilcoefficie’nt in het hogere inkomensgebied. Onze resultaten
wijzen uit dat het verschijnsel ,,dubbele inkomens” de inkomensongelijkheid (binnen de categorie gehuwden en samenwonenden) vergroot in plaats van verkleint. Binnen de categorie dubbelwinners nemen we een lichte stijging van de
ongelijkheid waar als we het inkomen van de partner bij dat
van het hoofd tellen. De inkomensongelijkheid tussen
(gehuwde of samenwonende) enkelwinners en dubbelwinners neemt zelfs fors toe door het voorkomen van dubbele
inkomens.
Onze resultaten staan haaks op die van Odink en PottButer. Binnen de categorie dubbelwinners registreren zij een
sterke afname van de inkomensongelijkheid; tussen (gehuwde) enkelwinners en dubbelwinners vinden zij geen verschil
van betekenis als het inkomen van de partner bij dat van het
hoofd wordt gevoegd. De oorzaak ligt — behalve in de reeds
genoemde onjuiste afbakening van dubbele inkomens —
ESB 29-9-1982
tenschappelijke prestaties en nauwe vriendschaps-
banden met Poolse wetenschappelijke instellingen
waaronder de Universiteit van Lodz. Tussen deze Universiteit en het NEI bestaat sinds enige jaren een
vruchtbare samenwerkingsovereenkomst. Prof.
Klaassen is reeds ere-doctor van de Economische Academic in Poznari.
waarschijnlijk vooral in het feit dat Odink en Pott-Buter
bij de berekening van de Theil-coefficie’nt (ten onrechte)
geen rekening hebben gehouden met de ongelijkheid binnen
inkomensklassen, maar alleen met die tussen inkomensklassen.
Het voorkomen van een dubbel inkomen in een huishou-
den wordt onder meer verklaard door factoren als de aanwezigheid van (jonge) kinderen, leeftijd en opleiding van de
partner. Dit blijkt uit een multivariate analyse van de inkomenspositie van ,,dubbelwinnende” huishoudens. Deze
analyse is uitgevoerd om samenhangen tussen verklarende
factoren in beeld te brengen.
Tot slot dit. De huidige discussie en gedachtenvorming in
Nederland over inkomensbeleid, stelselherziening van de
sociale zekerheid en herijking van het belastingstelsel worden
ernstig bemoeilijkt door een gebrek aan recente feitelijke
gegevens. Beschikbare informatie is vaak gedateerd of niet in
de gewenste vorm beschikbaar. Gegevensmateriaal uit omvangrijke, representatieve enquetes kan deze bezwaren grotendeels ondervangen. De daaruit verkregen informatie is
recent, vaak beter afgestemd op de behoeften van opinieleiders en beleidsmakers en biedt wetenschapsbeoefenaren
ruimere analysemogelijkheden 20).
C. A. de Kam
E. J. Pommer
C. J. Wiebrens
20) Voor een nadere motivatie, zie F. G. van Herwaarden en C. A.
de Kam, Om de poen is het te doen, Deventer, 1981, biz. 123-125.
1047