Dubbele inkomens en
ongelijkheid, een paradox
Het fenomeen ‘dubbele inkomens’ heeft in de afgelopen twee decennia een forse groei
doorgemaakt. In dit artikel wordt onderzocht wat de gevolgen zijn van dubbele inkomens
voor de inkomensverdeling. In de traditionele situatie (d.w.z. de man als hoofd van een
huishouden) blijkt het additionele inkomen van de partner een licht nivellerend effect uit
te oefenen op de inkomensverdeling. Neemt men echter het besteedbare inkomen van de
hoofdkostwinner als uitgangspunt, dan veroorzaakt het tweede inkomen een bescheiden
denivellering. De auteur concludeert dat het stimuleren van de vrouwelijke partner tot
deelneming aan beroepsarbeid zich zeer goed verdraagt met het streven naar een grotere
inkomensgelijkheid.
IR. B. GRUBBEN*
In beschouwingen over de inkomenspositie van de
tweeverdieners versus de eenverdieners staan twee
vraagstukken centraal, te weten de effecten op de draagkracht van het huishouden en de gevolgen voor de inkomensverdeling. In dit artikel wordt ingegaan op het tweede
vraagstuk: de gevolgen voor de inkomensverdeling. Onderzocht wordt of het inkomen van de partner een nivellerend dan wel een denivellerend effect heeft op de inkomensverdeling.
Wat de Nederlandse situatie betreft nemen sommigen
(o.a. Den Uyl en Stevens 1)) aan dat het laatste het geval
is. In de verschillende, primair op deze problematiek afgestemde, onderzoeksverslagen bestaat hierover echter
geen eensgezindheid. Zo wordt door Odink en Pott-Buter
2) op basis van gegevens uit de Personele Inkomensstatistiek 1975 3) geconcludeerd dat het arbeidsinkomen van
de gehuwde vrouw een nivellerende werking heeft op de
inkomensongelijkheid van alle echtparen. Daarentegen
laten De Kam, Pommer en Wiebrens 4) aan de hand van
gegevens uit het Aanvullende Voorzieningengebruik Onderzoek 1979 (AVO 79) zien dat het verschijnsel ‘dubbele
inkomens’ de inkomensongelijkheid vergroot. Als verklaring voor deze tegenstrijdige uitkomsten wordt onder meer
gewezen op verschillen in populatie-afbakening. Bakhoven en Van Schaaijk 5) wijzen als mogelijke oorzaak op het
verschil in onderzoeksjaar: in de periode 1975 -1979 is de
arbeidsmarktparticipatie van de gehuwde vrouw sterk
gestegen 6). Overigens is elders 7) aangetoond dat deze
verklaring niet geheel afdoende is.
In dit artikel worden de gevolgen van het inkomen van de
partner op de ongelijkheid van de inkomensverdeling gekwantificeerd. Daarbij wordt zoveel mogelijk aangesloten
bij de onderzoeksmethodiek en -aanbevelingen van de in
het vorenstaande vermelde auteurs.
Oorspronkelijk werd de discussie over het effect van het
additionele inkomen van de partner gevoerd in het kader
van vermeende negatieve gevolgen van de toegenomen
arbeidsmarktparticipatie van de gehuwde vrouw op de inkomensverdeling van echtparen 8). Allengs heeft men
echter meer oog gekregen voor de repercussies met betrekking tot het streven naar een rechtvaardiger inkomensverdeling. Illustratief hiervoor is onder meer de invoering
van de derde fase van de tweeverdienerswetgeving, die
736
een evenwichtiger lastenverdeling tussen twee- en alleenverdieners beoogt. Toen evenwel een massale uittocht uit
het arbeidsproces van kleine tweeverdieners dreigde, is
door middel van een wetsaanpassing (de z.g. verruimde
voetoverheveling) getracht de negatieve bijeffecten voor
de arbeidsmarktparticipatie zo goed mogelijk te ondervangen. Kortom, wel lastenverzwaring om ontstane draagkrachtverschillen recht te trekken, maar zodanig dat de
andere doelstelling van beleid, te weten bevordering van
de emancipatie, zoveel mogelijk wordt ontzien.
* De auteur is werkzaam bij de hoofdafdeling Statistieken van Inkomen en Consumptie van het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS).
Hij dankt drs. G. Bruinooge voor zijn commentaar op een eerdere
versie.
1) J.M. den Uyl, Verborgen armoede zet sociale contacten onder
druk, NRC Hande/sblad, 25 maart 1986; L.G.M. Stevens, Solidair of
solitair; de relevantie van de leefvorm van het inkomensbeleid, Inaugurele rede, 6 maart 1986.
2) J.G. Odink en H.A. Pott-Buter, Echtparen met dubbele inkomens,
ESB, 12 augustus 1981, biz. 774-777.
3) Deze van het CBS afkomstige gegevens zijn ontleend aan de administraties van de inspecties der directe belastingen.
4) C.A. De Kam, E.J. Pommer en C.J. Wiebrens, Dubbel en dwars:
over dubbele inkomens in 1979, ESB, 29 September 1982, biz.
1040-1047.
5) A. Bakhoven en M. van Schaaijk, Inkomenseffecten van arbeidstijdverkorting, ESB, 24 april 1985, biz. 393.
6) Het deelnemingspercentage van gehuwde vrouwen nam in deze
periode met 3,9 procentpunt toe tot 25,7%. Zie staat 10 in de CBSpublikatie Arbeidskrachtentelling 1979; deal 1, methods, bevolking
en beroepsbevolking, werkzame personen en werk/ozen.
7) Vergelijking van het effect van de werkende gehuwde vrouw op de
inkomensongelijkheid laat voor de jaren 1962 en 1981 geen fundamentele verschillen zien. Het gaat hier echter om het inkomen voor aftrek van de loon- en inkomstenbelasting. Zie staat 9 in: B. Grubben, Inkomens van gezinnen in 1962en 1981: werkende gehuwde vrouwen,
Supplement bij de Sociaal-economische maandstatistiek, nr. 3,1986,
CBS.
8) Sprekend is in dit verband de verwijzing van B. Bergmann, J. Devine e.a. in het artikel The effect of wives’ labor force participation on inequality in the distribution of family income (gepubliceerd in The Journal of Human Resources, jg. 15 nr. 3, zomer 1980) naar de frontpagina
van The Wall Street Journal (8 September 1978), waarbij van deze
krant opgemerkt wordt: ,,the latter not previously well known as a
source of disquiet about inequality”.
Meer recent wordt een relatie gelegd met een economische en sociale tweedeling van de samenleving 9). Zo incorporeert Den Uyl in zijn hierover handelend NRC-essay
(zie noot 1) de zinsnede: ,,Het verschijnsel tweeverdieners
heeft in eerste aanleg een denivellerende invloed op de inkomensverdeling”. De geschetste accentverschuiving,
namelijk van een onderzoek over de nevengevolgen voor
de inkomensverdeling in de richting van een analyse in het
kader van de tweedeling van de samenleving, geeft aan de
onderhavige rapportage een actuele maatschappelijke relevantie.
Probleemstelling en methode
In diverse studies wordt met betrekking tot het effect van
de arbeidsinkomsten van de partner op de inkomensverdeling van het (echt)paar gewezen op verscheidene van
belang zijnde factoren. Interessant is in dat verband de
stelling van Gronau 10). Volgens hem is het zo dat de tendentie dat het partnerinkomen de inkomensongelijkheid
van het (echt)paar doet toenemen, groter wordt naarmate
respectievelijk het inkomensaandeel van het hoofd in het
(echt)paarinkomen, de verhouding tussen de standaardafwijking van het inkomen van de partner en die van het
hoofd, en tot slot de correlatiecoefficient van het inkomen
van het hoofd en de partner toenemen. Gronau toont aan
dat langs analytische weg niet zonder meer aangegeven
kan worden hoe een toenemende arbeidsmarktparticipatie van de partner de ongelijkheid van de inkomensverdeling be’invloedt. Zo zal een stijgende participate het inkomensaandeel van de partner in het (echt)paarinkomen
doen toenemen, maar deze stijging kan ook gepaard gaan
met een vergroting van de variantie van het partnerinkomen.
Dat deze problematiek complex is, wordt gei’llustreerd
door de ontwikkelingen in de Verenigde Staten. Thurow
11) beschrijft hoe de toename van het aantal gehuwde
vrouwen in het arbeidsproces in eerste instantie bij de lagere inkomensgroepen heeft ingezet en daardoor een nivellerende uitwerkingop het gezinsinkomen heeft gehad.
Vervolgens, signalerend dat nu ook de beter opgeleide
vrouwen in het kader van de ontplooiings- en emancipatiegolf in toenemende mate zijn gaan participeren, veronderstelt hij dat het inkomen van de vrouw tegenwoordig
een bron van ongelijkheid is geworden. Empirische onderzoekingen van Sweet en van Danziger (zie noot 11) weerleggen echter deze hypothese.
Hoe verschillend de onderzoeksbevindingen als zodanig ook mogen zijn, met betrekking tot de methode om vast
te stellen of het inkomen van de partner een nivellerend
dan wel denivellerend effect heeft bestaat een zekere consensus. In het kort komt deze erop neer dat de ongelijkheid
van de inkomensverdeling van alle (echt)paren wordt bepaald, waarbij de ene keer het inkomen van de partner wel
en de andere keer niet in het inkomen wordt meegenomen.
Wat betreft het inkomensbegrip wordt veelal gekozen
voor het inkomen na aftrek van de verschuldigde loon- en
inkomstenbelasting. Omdat van het belastingstelsel als
zodanig al een nivellerende werking uitgaat, wordt in deze
analyse tevens bezien wat het effect van het inkomen van
de partner is indien als inkomensbegrip het inkomen voor
aftrek van belasting (in de CBS-terminologie totaalinkomen geheten) wordt gehanteerd. Voorts zijn, om het effect
van de invoering van de Tweeverdienerswet vast te stellen, aanvullende belastingberekeningen uitgevoerd. De
aan dit onderzoek ten grondslag liggende gegevens zijn
namelijk ontleend aan de Personele inkomensstatistiek
198212), toen het oude fiscale regime nog van kracht was.
De aanvullende berekeningen hebben dus betrekking op
het belastingregime na invoering van de Tweeverdienerswet. Daartoe is het zogenaamde structurele tarief 1986 gedefleerd naar het niveau van 1982.
De Kam, Pommer en Wiebrens 13) hebben in hun reactie op Odink en Pott-Buter een aantal beperkingen en on-
ESB 12-8-1987
volkomenheden met betrekking tot de populatie-afbakening genoemd. In de hier gekozen onderzoeksopzet wordt
daaraan goeddeels tegemoet gekomen.
Allereerst speelt de kwestie van de definiering van het
begrip een- en tweeverdiener. In navolging van De Kam
c.s. en van Odink c.s. wordt uitsluitend het inkomen van
het hoofd van het huishouden en de bijbehorende partner
in de analyse betrokken. In concreto betekent dit dat het inkomen van kinderen niet wordt meegeteld. Hiermee wordt
in feite een nivelleringsfaktor buiten spel gehouden 14).
Dit impliceert dat hier geen uitspraken kunnen worden gedaan over het uiteindelijk effect op de inkomensongelijkheid van de cumulatie van alle inkomens in een huishouden. Een tweede facet betreft de afbakening van de populatie. Het gaat om paren die al of niet gehuwd samenwonen. Huishoudens waarin geen paren voorkomen zoals
alleenstaanden en eenoudergezinnen zonder samenwonende partner, behoren niet tot de relevante doelpopulatie
15). Voorts zijn – om eventuele interactie-effecten te vermijden – huishoudens uitgesloten waarin nog andere leden voorkomen die niet tot het eigenlijke volledige gezin
behoren. Onder meer kan hierbij gedacht worden aan een
gezin waar nog een ander (bij voorbeeld de oma) bij inwoont. Om dezelfde reden zijn de niet-gezinshuishoudens
van 3 of meer personen en eenoudergezinnen met 2 of
meer andere, niet tot het gezin behorende, huishoudensleden buiten beschouwing gelaten. Voor de goede order de CBS-definitie van meerpersoonshuishoudens kent
als criterium het in huiselijk verkeer samenwonen alsmede
het voeren van een gemeenschappelijke huishouding. Bovenstaande populatiebeperkingen impliceren een reductie van het totaal aantal huishoudens met respectievelijk
26 en 4%.
In de analyse van De Kam e.a. is aandacht gevraagd
voor ,,mogelijke overrapportage van het aantal vrouwen
dat in het bedrijf van de partner meewerkt”. Met andere
9) Toetsing van deze ‘nieuwe tweespalthypothese’ met behulp van
gegevens afkomstig uit de leefsituatieonderzoeken van het CBS levert geen bevestiging op (zie: C. Jol en P. van Beek, De nieuwe tweedeling – ook op sociaal en politiek terrein?, ESB, 1 januari 1986, biz.
14-17). Ook wat de inkomensverdeling betreft, blijkt de algehele nivelleringstendens het effect van de toenemende tussengroepsongelijkheid tussen actieven en niet-actieven te overtreffen (Bron: Personele inkomensstatistiek 1983, CBS). Voor een goed begrip: beide onderzoeken concentreren zich op de beginjaren na het intreden van de
economische crisis eind jaren zeventig. Uit aanvullend onderzoek zal
moeten blijken of de voortdurend hoge werkloosheid en de herziening
van het sociale-zekerheidsstelsel tot een omslag leiden in de tweede
helft van de jaren tachtig.
10) Zie o.a. de bijdrage van R. Gronau aan het seminar,,Individuals
and Families and Income-Distribution” van the International Union for
the Scientific Study of Population, 6-9 april 1981, Honolulu, Hawaii.
Deze bijdrage, Inequality of family income: do wives’ earnings matter?, is gepubliceerd in de bundel Income distribution and the family
van Population and Development Review, supplement bij jg. 8,1982.
11) Ontleend aan S. Danziger, Do working wives increase family income inequality?, The Journal of Human Resources, jg. 15, nr. 3,
1980. Daarin wordt verwezen naar L.C. Thurow, Generating Inequality, New York, 1975. Ook wordt hierin het onderzoek van Sweet gememoreerd.
12) Voor een beschrijving alsmede de voornaamste uitkomsten van
deze statistiek, zie: CBS, Personele inkomensverdeling 1982, Staatsuitgeverij, ‘s-Gravenhage, 1985.
13) De Kam e.a., op.cit. In de samenvatting en conclusies (biz. 1047)
wordt tevens als mogelijke oorzaak voor het verschil gewezen op de
berekeningswijze van de Theil-coefficient. In dit artikel wordt aan dit
bezwaar tegemoet gekomen.
14) Zie staat 8 in B. Grubben, 1986, Inkomens van gezinnen in 1962
en 1981, Supplement bij de Sociaal-economische maandstatistiek, nr
1.CBS.
15) Overigens ligt het voor de hand dat het verschijnsel twee- of
meerverdiener gerelateerd aan de totale populatie een denivellerende werking heeft. Zo.blijkt de ongelijkheid, uitgedrukt in de coefficient
van Theil (zie noot 17), met circa 30% te stijgen indien de inkomensverdeling van hoofden van huishoudens vergeleken wordt met die van
alle huishoudens. Dit komt doordat de tweeverdiener weinig of op logische gronden in het geheel niet wordt aangetroffen bij bepaalde categorieen die toch al een relatief laag inkomen hebben zoals gepensioneerden en eenpersoonshuishoudens (Bron: Personele Inkomensstatistiek 1983, CBS).
737
label 1. Aantal een- en tweeverdieners en hun gemiddeld
inkomen, naar leeftijd van het hoofd, 1982
Eenver-
Tweeverdieners
partner verdient
minder dan
1 0.000 gld./jaar
Kwantielverdeling op
inkomen van het hoofd
totaal
(2)
(4)
(5)
(6)
(7)
(3)
(x 1 .000) (x 1 .000) (6) in % (x 1.000) (4) in % (x 1 .000) (6) in %
d)
van (1)
Aantal
– totaal
1.515
– w.v. jonger dan
35 jaar
365
Besteedbaar inkomen (in gld.)
– totaal
– w.v. jonger dan
35 jaar
van(1)
454
30
511
34
965
64
155
37
262
72
397
109
33,5
36,7
109
48,1
144
42,7
32,8
111
43,9
148
40,1
hoofd
(2)
1 e (laagste) 20%-groep
2e 20%-groep
3e 20%-groep
4e 20%-groep
5e (hoogste) 20%-groep
w.v. hoogste 10%-groep b)
Totaal
24,8
28,7
32,5
38,4
45,0
–
12,6
16,6
18,8
21,7
30,3
17,6
100
hoofd +
partner
(3)
15,1
17,2
18,4
20,7
28,5
16,4
100
(3) in %
van (2)
(4)
120
104
98
95
94
93
a) Populatie: een- en tweeverdieners.
b) Om reden van geheimhouding wordt hier het laagste inkomen (van de hoogste
10%-groep) vermeld.
135
a) Berekend volgens
Tweeverdieners-wet.
het
belastingregime
voor
de
invoering
van
de
woorden, voor het fiscale gewin zou in een aantal gevallen
in de belaslingaangifte voorgewend worden dat de vrouw
een hoeveelheid arbeid verricht die qua omvang voldoende is om voor de forfaitaire regeling in aanmerking le komen. Moeilijke dan wel moeizame controleerbaarheid op
dit punt van de aangifte zou hierbij een rol spelen. Hoewel
hel door hen uil vergelijking mel de Arbeidskrachlenielling
geschalle aanlal (circa 150.000 of wel 60% van hel lolale
aanlal bij de fiscus opgegeven meewerkende gehuwde
vrouwen) hooguil als maximum-varianl 16) kan worden beschouwd, is om complicalies mel belrekking lol de validileitte vermijden, de gehele calegorie zelfslandigen builen
de analyse gelaten. Hierin zijn ook de naar schatting
30.000 gevallen begrepen waar de partner van de zelfstandige elders in loondienst is.
Huishoudens waarvan hel hoofd slechls gedurende een
beperkl lijdvak een inkomen heeft genoten, zijn niel in hel
onderzoek betrokken. Hiermee wordt o.a. voorkomen dal
gehuwde (samenwonende) sludenlen die in de loop van
hel jaar zijn gaan werken, de onderzoeksresultaten be’i’nvloeden. De laatste populaliebeperking belreft het buiten
beschouwing lalen van huishoudens waarvan hel hoofd
tot de 65-plussers behoort. De reden hiervoor is dal voor
deze huishoudens het gaan werken van de partner veelal
geen reele optie is. Hel gaal hier om circa 1 miljoen huishoudens.
Resultaten
De in de vorige paragraaf vermelde populaliebeperkingen leiden ertoe dat relatief veel (54%) eenverdieners
(veelal alleenstaanden en gepensioneerden) buiten beschouwing blijven. Bij de Iweeverdieners ligl dit percentage (36%) aanmerkelijk lager. In lolaal omval de relevanle
doelpopulalie circa 2,5 miljoen (echl)paren.
Tweeverdieners komen volgens label 1 relalief vaak
voor bij (echl)paren waarvan hel hoofd jong is. Voor een
goed begrip zij erop gewezen dal bij hel bepalen van wie
als hoofd van een (echl)paar wordl aangemerkl, in deze
slaat is aangesloten bij de traditionele CBS-procedure.
Voor echtparen betekent dit dat de man als zodanig beschouwd wordt lerwijl dil bij de niel-gehuwd samenwonenden degene is die zich als zodanig manifesleert (bij voorbeeld degene die de huur of de onroerendgoed-belasting
belaall). Hel gemiddelde besleedbare inkomen ligl bij
‘grole’ Iweeverdieners, waaronder relalief veel jongere
(echl)paren voorkomen, aanzienlijk (ca. 50%) boven hel
inkomensniveau van de eenverdiener. Bij de ‘kleine’ twee738
in gld.
x 1 .000
Inkomensaandeel per kwantielgroep in %
128
29,6
Hoogste
(1)
partner verdient
10.000 gld./jaar
of meer
van (1)
Tabel 2. Effect van het inkomen van de partner op de inkomensverdeling a), 1982
verdieners is dit verschil slechts marginaal.
Tabel 2 laat zien dat vooral het inkomensaandeel van de
laagste vintielgroep stijgt (met 20%) indien het inkomen
van de partner meegenomen wordt. Uit onderliggende berekeningen blijkt dat indien de cijferopstelling beperkt
wordt tot uitsluitend tweeverdieners, een soortgelijk beeld
naar voren komt, zij het wat meer geprononceerd. Het gemiddelde inkomen neemt in de laagste 20%-groep met
31 % toe terwijl dit bij de op een na laagste inkomensklasse
70/0 is.
Hoewel men misschien op het eerste gezicht geneigd is
om uit label 2 een conclusie te trekken met betrekking tot
de nivellerende werking van het inkomen van de partner, is
een dergelijke stap toch nog iets te voorbarig. Daarbij is
het van belang zich te realiseren dat het meetellen van dit
tweede inkomen een geheel andere inkomensverdeling
kan genereren, waarbij de oorspronkelijk lage inkomenstransformeren in relatief hoge en omgekeerd betrekkelijk
lage inkomens als gevolg van het ontbreken van een additioneel inkomen onder in de inkomensverdeling terechtkomen. In label 3 is met behulp van de Theil-coe’fficient 17),
een veel gebruikle indicator voor het meten van inkomensongelijkheid, nagegaan wat de consequenlies zijn voor de
inkomensongelijkheid. Schaduwberekeningen mel andere ongelijkheidsmaalstaven hebben soortgelijke resullalen opgeleverd.
Uil label 3 kunnen enige hoofdlijnen afgeleid worden.
Onafhankelijk van welk inkomensbegrip dan wel belaslingregime men kiesl, is bij tweeverdieners de Theilcoefficienl, berekend op basis van hel inkomen van hoofd en
partner samen, aanzienlijk lager dan die gebaseerd op het
inkomen van hel hoofd alleen. Dit duidt op nivellering len
gevolge van hel addilionele inkomen. Nemen we echter de
gehele populatie van een- en tweeverdieners samen, dan
is de invloed van het inkomen van de partner vrijwel neuIraal. Indien nog geen belasting van het inkomen is afgeIrokken, is sprake van een duidelijke nivellering. Voorts
kan uit de cijfers afgeleid worden dat de tweeverdienersmaalregel, allhans wat het inkomen van hoofd en
partner belreft, eveneens een licht nivellerend effect sorteert. Op zich is dil niel zo verwonderlijk. Immers, de mel
ingang van 1 januari 1985 ingegane, zogenaamde derde
16) Niet alleen fraude als zodanig, maar ook onbekendheid met het
feit welke arbeidsprestatie door de fiscus als meewerken in het bedrijf
wordt aangemerkt, speelt mee. Ook het gegeven dat de Arbeidskrach-
tentelling een momentopname in het voorjaar vormt terwijl de inkomensstatistiek het gehele jaar bestrijkt, zal een rol spelen (o.m. meewerken bij drukke oogstwerkzaamheden of in een drukke winkel-
periode).
17) De Theilcoe’fficient is een inkomensongelijkheidsmaatstaf die
naarmate de waarde ervan naar nul tendeert, een gelijkere inkomensverdeling indiceert. Bij de berekening is de ongelijkheid binnen een inkomensklasse geschat met een lineaire dichtheidsfunktie. In de
hoogste (open) inkomensklasse is een Pareto-verdeling verondersteld. Negatieve inkomens zijn gesaldeerd met positieve inkomens.
T
label 3. Effect van het inkomen van de partner op de inkomensongelijkheid, 1982, Theil-coefficient
label 4. Vergelijking van diverse onderzoeksresultaten,
Theil-coefficient op basis van het besteedbaar inkomen a)
I
Populatie
Totaalinkomen a)
Besteedbaar inkomen
voor invoering
Tweeverdieners
– inkomen hoofd
– inkomen hoofd en
partner
tweeverdienerswet
0,057
0,057
0,069
0,043
– inkomen hoofd en
partner
w.v. hoofd jonger dan
30 jaar
– inkomen hoofd
– inkomen hoofd en
partner
–
(1975)
traditioneel
(1982)
modern
(1982)
0,051
0,191
0,057
0,045
0,052
0,154
0,043
0,043
0,052
0,174
0,058
0,053
0,067
0,169
0,058
0,058
inkomen hoofd en
partner
Een- en tweeverdieners
– inkomen hoofd
0,081
0,051
0,051
0,057
0,037
0.104
0,058
0,059
0,096
0,058
0,056
0,082
0,050
0,052
0,074
0,048
0,047
– inkomen hoofd en
0,035
partner
Een- en tweeverdieners
– inkomen hoofd
Onderhavig onderzoek b)
0,041
w.v. hoofd jonger dan
50 jaar
– inkomen hoofd
– inkomen hoofd en
partner
Odink en
(1979)
Tweeverdieners
– inkomen hoofd
0,095
De Kam,
Wiebrens
na invoering
tweeverdienerswet
Populatie
a) Het totaalinkomen is gelijk aan het besteedbaar inkomen voor aftrek van de loon-,
inkomsten- en vermogensbelasting.
fase heeft expliciet tot doel te komen tot een meer evenwichtige behandeling van de eenverdiener ten opzichte
van de tweeverdiener. Om dit te bereiken is de fiscale druk
voor eenverdieners verlicht.
Discussie
De vraag of het inkomen van de partner een nivellerende dan wel denivellerende werking heeft, is afhankelijk
van de keuze van het inkomensbegrip in samenhang met
de populatie waarover men een uitspraak wil doen. In tabel
4 zijn de resultaten van verschillende onderzoeken met
het betreffende onderzoeksjaar naast elkaar gezet. Voor
vergelijking met de andere onderzoeken bleek het nuttig
een aanvullende berekening uit te voeren. Daarbij is niet
meer uitgegaan van de ‘traditionele’ typering van het
hoofd maar is een ‘moderne’ variant gemtroduceerd. Deze
gaat uit van het inkomen van de hoofdkostwinner, zijnde
degene die het hoogste inkomen heeft. Vervolgens is nagegaan hoe het inkomen van de partner (hetgeen dus in
bepaalde situaties ook de gehuwde man kan zijn) de inkomensverdeling beTnvloedt.
De traditionele variant is bij uitstek geschikt om de vraag
te beantwoorden of het additionele inkomen van de (gehuwde) vrouw een nivellerende dan wel denivellerende invloed heeft op de inkomensverdeling van (echt)paren. De
resultaten bevestigen in hoofdlijnen de conclusies van
Odink en Pott-Buter, die een soortgelijke begripsafbakening van (gezins)hoofd hanteerden als in de traditionele
variant. Bij de populatie tweeverdieners wordt een sterk nivellerend effect aangetoond en bij de populatie een- en
tweeverdieners samen treedt een neutraal tot licht nivellerend effect op. Dit laatste is het geval indien het belastingregime na invoering van de tweeverdienersmaatregel
wordt toegepast.
De relatief hoge Theil-coefficienten bij Odink c.s. kunnen verklaard worden door het bij hen achterwege blijven
van de, in navolging van De Kam, Pommer en Wiebrens,
doorgevoerde populatiebeperkingen. Toch heeft dit in tegenstelling tot hetgeen De Kam c.s. verwachtten, de essentie van de bevindingen niet aangetast, zo blijkt uit de
onderhavige analyse waar immers in verregaande mate
rekening is gehouden met de kritiekpunten van De Kam
c.s.
De moderne variant leent zich meer voor het doen van
uitspraken over het fenomeen dubbele inkomens, waarbij
a) Berekend volgens het belastingregime voor de invoering tweeverdienerswetten.
b) Voor een toelichting op de uitsplitsing in traditioneel en modern, zie tekst.
het hoogste inkomen als uitgangspunt wordtgenomen. Uit
tabel 4 blijkt dat, afhankelijk van de populatie die men
kiest, sprake is van een vrijwel neutraal effect. De lichte nivellering bij tweeverdieners slaat om in een beperkte denivellering bij de populatie een- en tweeverdieners. Uit parallelberekeningen op basis van het fiscale regime na invoering van de tweeverdienerswet blijkt de toch al bescheiden
denivellering nog eens gehalveerd te worden in vergelijking met de situatie voor de wetsverandering.
Resteert de vraag wat de verklaring kan zijn voor de zo
verschillende onderzoeksbevindingen tussen enerzijds de
studie van De Kam, Pommer en Wiebrens en anderzijds
deze exercitie. Het lijkt weinig aannemelijk dat het verschil
in onderzoeksjaar (1979 versus 1982) een grote rol speelt
(zie ook noot 7). De Kam c.s. hebben bij de bepaling van
het hoofd rekening gehouden met de destijds geldende fiscale rolwisseling. Omdat de fiscale rolwisseling aan beperkende voorwaarden is gebonden en daardoor minder
alomvattend is dan de bij de moderne variant toegepaste
rolwisseling, zou verwacht mogen worden dat de resultaten van De Kam c.s. tussen de traditionele en moderne variant in liggen. Dit blijkt niet zo te zijn. De gevolgde methodiek vertoont weinig verschillen, zodat het voor de hand
ligt om de oorzaak te zoeken bij de gebruikte data.
Zoals bekend vertonen de aan de fiscale administratie
ontleende CBS-gegevens ten aanzien van fraudegevoelige posten zoals rente uit vermogen, een onderschatting.
Een sterk punt van de fiscale bron is echter het nagenoeg
ontbreken van non-respons, hetgeen bij directe enquetes
vrijwel nooit het geval is. Voorts blijken de inkomens die
respondenten aan enqueteurs opgeven, gemiddeld aanmerkelijk lager te liggen dan die, die ze aan de f iscus opgeven 18).
In het artikel van De Kam, Pommer en Wiebrens wordt
melding gemaakt van het qua niveau overeenstemmen
van de AVO-gegevens met die uit de Arbeidskrachtentelling 1979 met betrekking tot het aantal in loondienst werkzame gehuwde vrouwen. Dit ligt echter naar schatting
150.000 (17%) lager dan het in de Personele Inkomensstatistiek vermelde aantal. Als oorzaak zal, naast het feit dat
de Arbeidskrachtentelling en ook het AVO gebaseerd zijn
op een momentopname terwijl de inkomensstatistiek een
volledig jaar bestrijkt, wellicht ook een stukje selectieve
non-respons een rol spelen omdat de trefkans voor medewerking aan een mondelinge enquete lager ligt bij
(echt)paren waar beide partners buitenshuis werken dan
bij (echt)paren waarbij slechts een partner werkt. Een andere verklaring kan zijn dat de respondent de betreffende
werkzaamheden niet als beroepsarbeid kwalificeert (b.v.
bepaalde vormen van vrijwilligerswerk).
B. Grubben
18) H. Berends-Ballast en J.P. de Kleijn, Inkomensverdeling: gegevens uit enquetes of uit registraties, Supplement bij de Sociaaleconomische maandstatistiek, nr. 5, 1985, CBS.