Erflater: Een actualisering van Pen en Tinbergen over inkomensongelijkheid

ESB Geschiedenis & Denken

geschiedenis

& denken

Erflater:
Een actualisering van
Pen en Tinbergen over
inkomensongelijkheid
Als er een Hall of Fame voor de studie van de inkomensverdeling
zou zijn, dan staan Pen en Tinbergen daar zeker in – en komt Piketty er snel bij. In hun ESB-bijdrage in 1976 concluderen Pen
en Tinbergen dat de inkomensongelijkheid tussen 1938 en 1976
ten minste is gehalveerd. Een actualisatie van hun resultaten toont
dat de door hen gesignaleerde nivellering tot medio jaren tachtig
is doorgezet, maar dat daarna denivellering heeft plaatsgevonden.

Loek Groot
Universitair hoofddocent aan de Universiteit
Utrecht
Janneke
Plantenga
Hoogleraar aan de
Universiteit Utrecht
Stephan
Neijenhuis
Master student aan de
Universiteit Utrecht

552

O

ngelijkheid is weer helemaal terug in het
publieke debat. Het boek van Piketty is
een bestseller en in Nederland is recentelijk de WRR-verkenning ‘Hoe ongelijk is
Nederland?’ gepresenteerd (Kremer et al.,
2014). Al die belangstelling zou Jan Pen zeer verheugd hebben: rechtvaardigheid en een grotere ‘inkomensegalisatie’ waren voor hem belangrijke economische vraagstukken. Samen
met Jan Tinbergen scheef hij hierover in de ESB van september 1976. De bijdrage ‘Hoeveel bedraagt de inkomensegalisatie sinds 1938?’ is vooral ingegeven om de toenmalige critici
omtrent de vooruitgang in de inkomensverdeling van repliek
te dienen en ademt optimisme uit. Hoe je het ook meet: de
inkomensongelijkheid blijkt sinds 1938 gehalveerd. Pen en
Tinbergen (PT) spreken de hoop uit dat deze nivellering zal
doorzetten. Naast de verzorgingsstaat is volgens hen de drijvende kracht ook het onderwijs: hogeropgeleiden worden

Jan Pen (links) en Jan Tinbergen (rechts) in 1986

(foto: Elmer Spaargaren)

minder schaars en zullen de race met technologische vooruitgang winnen.
Inkomensongelijkheid blijkt een veelkoppig monster –
de verschillende dimensies zijn niet eenvoudig te herleiden tot
één enkel kengetal. In de actualisatie van de resultaten van PT
wordt voor zover mogelijk dezelfde methodiek gehanteerd en
blijft de ongelijkheid in de vermogensverdeling grotendeels
buiten beschouwing (Van Bavel, 2014), evenals beloning in
natura, belastingfraude, de tertiaire verdeling (Pommer en
Jonker, 2003) en de verdeling van inkomens over de levensduur. In hun overzicht presenteren PT gegevens over maar
liefst 25 ongelijkheidsindicatoren. Een aantal van de ongelijkheidsmaatstaven is in onbruik geraakt – zoals het gemiddeld
inkomen van landarbeiders gedeeld door het gemiddeld inkomen, en de Somermeyer-coëfficiënt – of worden nauwelijks
meer gebruikt – zoals de variatiecoëfficiënt en de relatieve
Theil-coëfficiënt voor afzonderlijke beroepscategorieën. De

De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.

Jaargang 99 (4693) 11 september 2014

Geschiedenis & Denken ESB

indicator inkomensaandeel top 1,25 procent is bij deze actualisatie vervangen door het aandeel top 1 procent en top 0,1
procent. De drie indicatoren van PT over de verhouding tussen het minimumloon en het modale loon zijn teruggebracht
tot de minimumlooncoëfficiënt, ofwel de verhouding tussen
het bruto-minimumloon en bruto modaal inkomen.
De gehanteerde indicatoren kunnen worden ingedeeld
in vier groepen. De eerste groep betreft de meest courante indicatoren, vernoemd naar hun bedenkers: de Gini-coëfficiënt,
de α van Pareto en de Theil-coëfficiënt. De tweede groep bevat de referendariscoëfficiënt, de minimumlooncoëfficiënt en
het aandeel van sociale uitkeringen in het nationale inkomen.
De derde groep bevat alle indicatoren die direct gerelateerd
zijn aan deciel- of percentielgegevens. Ten slotte bevat de
vierde groep de aandeelhouderscoëfficiënt, de obligatiehouderscoëfficiënt en het rendement op bedrijfsvermogen. Om
deze berekeningen in het actuele debat te plaatsen, wordt
ter aanvulling ook een aanzet gedaan voor het verschil r – g
(waarbij g staat voor de groeivoet van het nationaal inkomen
per capita en r voor de rate of return on capital), de formule
die vooral door het werk van Piketty aandacht heeft gekregen.

gedaald van 4,2 tot 2,2, wat PT interpreteren als een duidelijke indicator van kleinere inkomensverschillen. Zoals uit figuur 2 blijkt, heeft deze trend zich doorgezet tot 1996 onder
de aanname dat de notie van ‘modaal’ van PT en CEP (2014)
hetzelfde is gebleven; daarna blijven de verhoudingen min of
meer constant.
De minimumlooncoëfficiënt, de verhouding tussen het
bruto-minimumloon en het modale inkomen, was in 1976
maar liefst 77 procent en is in de decennia erna weer gedaald
tot ruim onder de 60 procent.
Voor het berekenen van het aandeel van de sociale zekerheid is gebruikgemaakt van databestanden van het CPB
(CEP, 2014), waarbij dit aandeel moet worden begrepen inclusief de zorg. De gegevens bevestigen het beeld dat de uitbouw van de verzorgingsstaat met name tussen midden jaren
zestig en midden jaren tachtig heeft plaatsgevonden: tussen
1964 en 1975 verdubbelde dit aandeel van 10 naar 20 procent
en bereikte een maximum van 25 procent in 1983, waarna een
gestage daling inzette tot aan het begin van de financiële crisis in 2008. Hierbij moet worden opgemerkt dat met name

klassieke indicatoren

Over de Gini merken PT op dat het een erg logge indicator is,
en zij rapporteren dat de Gini vóór belastingen tussen 1950
en 1972 is gedaald met zes procent, terwijl andere indicatoren over hetzelfde tijdvak een veel grotere verandering laten
zien. Zoals uit figuur 1 blijkt, is de Gini vóór belastingen tussen 1972 en 1990 verder gedaald, maar daarna weer gestegen.
De Gini na belastingen stijgt al vanaf midden jaren tachtig
(van 0,264 tot 0,274). Zoals Salverda (2014) opmerkt heeft
de Gini na belasting betrekking op netto gestandaardiseerde
inkomens, die verkregen worden door de bruto-huishoud­
inkomens te verminderen met belastingen en premies en
vervolgens te corrigeren voor huishoudsamenstelling. Omdat
veel huishoudens met gepensioneerden met een laag inkomen
klein zijn en huishoudens met hogere inkomens gemiddeld
groter zijn, leidt standaardisering tot een lagere ongelijkheid.
Bij de alfa (α) van Pareto geldt dat hoe hoger deze waarde, hoe steiler de dichtheidsfunctie van de inkomensverdeling
in de rechterstaart met de hogere inkomens is. De waarde van
α geeft aan met hoeveel procent het aantal personen daalt, als
het inkomen met één procent toeneemt, wat betekent dat een
hogere α correspondeert met een gelijkere inkomensverdeling. Uit de beschikbare gegevens blijkt dat de α van Pareto,
berekend aan de hand van de inkomensaandelen van de top 1
en top 10 procent, is gestegen van 2,87 in 1975 naar 3,24 in
1985 en eindigt op 3,21 in 2012.
De Theil-coëfficiënt voor het totaal en voor primair inkomen neemt sterk toe. Na belastingen en overdrachten zet
de nivellering door tot midden jaren tachtig, maar daarna
meet ook de Theil-coëfficiënt grotere inkomensverschillen:
de coëfficiënt stijgt van 0,16 naar 0,20 – een stijging van 25
procent.
minder gangbare coëfficiënten

De referendariscoëfficiënt is gedefinieerd als de verhouding
tussen de bruto-inkomens van een ambtenaar in salarisschaal
11 en de modale werknemer – PT spreken over “de gewone
werknemerâ€. Tussen 1938 en 1976 is deze verhouding sterk
Jaargang 99 (4693) 11 september 2014

Klassieke indicatoren naar hun coëfficiëntwaarde
over de tijd

figuur 1

4,0

7
6

3,5

5

3,0

4
2,5
3
2,0

2

1,5

1
‘38 ‘41 ‘44 ‘47 ‘50 ‘53 ‘56 ‘59 ‘62 ‘65 ‘68 ‘71 ‘74 ‘77 ‘80 ‘83 ‘86 ‘89 ‘92 ‘95 ‘98 ‘01 ‘04 ‘07 ‘10

Theil voor belasting (linkeras)
Gini voor belasting (linkeras)
Alfa van Pareto (rechteras)

Theil na belasting (linkeras)
Gini na belasting (linkeras)

Bron: data Salverda; Caminada et al., 2014a, 2014b; CBS Statline

Minder gangbare coëfficiënten
80

figuur 2

In procenten

5,0

60

4,0

40

3,0

20

2,0
1,0

0
‘38 ‘41 ‘44 ‘47 ‘50 ‘53 ‘56 ‘59 ‘62 ‘65 ‘68 ‘71 ‘74 ‘77 ‘80 ‘83 ‘86 ‘89 ‘92 ‘95 ‘98 ‘01 ‘04 ‘07 ‘10

Minimumloon (linkeras)
Referendaris (rechteras)

Aandeel sociale uitkeringen (linkeras)

Bron: Ministerie van BZK; www.gemiddeld-inkomen.nl/minimumloon; CEP, 2014

De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.

553

ESB Geschiedenis & Denken

de uitgaven aan de zorg sterk zijn gestegen. De zorguitgaven
als aandeel van het bbp zijn tussen 1983 en 2014 meer dan
verdubbeld (van 4,8 naar 10,9 procent), terwijl het aandeel
sociale zekerheid tussen 1983 en de vooravond van de crisis
bijna is gehalveerd.
Deciel-indicatoren

PT berekenen maar liefst zeven indicatoren op basis van
percentiel- of decielgegevens, waarbij soms ook onderscheid
wordt gemaakt naar voor en na belasting. Bij de actualisatie is
dit teruggebracht tot vijf indicatoren op basis van decielgege-

Met name de uitgaven aan de zorg
zijn sterk gestegen terwijl het aandeel
sociale zekerheid tussen 1983 en de vooravond
van de crisis bijna is gehalveerd

Vermogensrendementen

vens (data van Wiemer Salverda, opvraagbaar bij auteurs). De
indicatoren in figuur 3 laten duidelijk zien dat de nivellering
na 1980 tot stilstand is gekomen. Wat betreft de verhouding
van het inkomen in het topdeciel en het gemiddeld inkomen
van de laagste zestig procent is een tegengestelde tendens te
zien: voor belasting op basis van bruto-inkomens – marktinkomens én inkomensoverdrachten – toegerekend aan huishoudens stijgt dit kengetal van 3,85 in 1975 naar ruim 4 in
1985 en verder tot bijna 5 in 2011. Na belasting laat hetzelfde

Inkomensdecielen
45

figuur 3

In procenten

15

40

13

35

11

30

9

25

7

20

5

15

3

10

1

5
0

-1
‘38 ‘42 ‘46 ‘50 ‘54 ‘58 ‘62 ‘66 ‘70 ‘74 ‘78 ‘82 ‘86 ‘90 ‘94 ‘98 ‘02 ‘06 ‘10
Linkeras:
Inkomensaandeel top 10 procent
Inkomensaandeel top 1 procent
Inkomensaandeel top 0,1 procent

Rechteras:
Inkomensaandeel top 10 procent / laagste 10 procent
Gem. inkomen top 10 procent / laagste 60 procent, bruto
Gem. inkomen top 10 procent / laagste 60 procent, netto

Bron: CBS Statline; data Salverda

554

tijdvak een continue daling zien voor belastingplichtigen, van
4,2 in 1972 naar 3,6 in 1985 en 3,1 in 2012, wat een aanwijzing vormt dat de stijgende ongelijkheid in bruto-inkomens
niet volledig doorwerkt in de besteedbare inkomens, in lijn
met de bevindingen van Caminada et al. (2014a; 2014b).
Hierbij moet opgemerkt worden dat het ene kengetal betrekking heeft op huishoudens en het andere op belastingplichtigen, waardoor ze niet goed vergelijkbaar zijn. Andere bijzonderheden van de effecten van herverdeling door uitkeringen
en belastingen en de standaardisering van inkomens naar
huishoudsamenstelling zijn te vinden in Salverda (2012).
Voor de verhouding van het inkomen in het topdeciel
en het onderste deciel is weinig verandering te zien tussen
1975 en 1985, maar na 1985 een stijging van meer dan dertig
procent: in 1985 hadden huishoudens in het topdeciel vóór
belasting maar na inkomensoverdrachten ongeveer tien maal
zoveel, in 2011 is dat gestegen naar bijna veertien maal zoveel. Na belasting stijgt deze ratio tussen 1985 en 2011 van
4,0 naar 6,6.

Wat betreft het rendement op vermogen presenteren PT vier
indicatoren, die echter van jaar tot jaar enorm kunnen variëren. Voor de obligatiehouderscoëfficiënt, de reële rente-inkomsten uit acht ton aan obligaties – rekening houdend met
inflatie – gedeeld door het bruto modale inkomen (CEP),
rapporteren PT dat in 1976 de nominale rente lager lag dan
de inflatie, dus de inkomsten zijn ‘op zijn best nihil’. Over de
periode 1976–2013 ligt de reële rente, berekend als de lange
rente op staatsobligaties minus de CPI consumentenprijsindex, gemiddeld op 3,2 procent. De obligatiehouderscoëfficiënt is over de periode 1976–2013 gemiddeld 1,02.
Voor de aandeelhouderscoëfficiënt hebben PT de veronderstelling gemaakt dat de aandelenkoersen stijgen met de inflatie waarmee het dividendrendement wordt benaderd. Over
het tijdvak 1976–2013 zijn de koersen echter veel meer gestegen dan de inflatie en wordt het rendement inclusief reële
koersstijgingen berekend, onder de veronderstelling van een
constant dividend van 2,5 procent, wat een gemiddelde aandeelhouderscoëfficiënt geeft van 4,94. Gegeven de variabiliteit van deze indicatoren zijn in figuur 4 de gemiddelden over
tijdvakken weergegeven. Vanaf midden jaren tachtig tot aan
het uitbreken van de crisis in 2007 waren het zeer gunstige
tijden voor de aandeelhouders, maar over 2008–2013 zijn de
rendementen negatief.
Voor het rendement op bedrijfsvermogen verschaft CBS
Statline gegevens voor het bedrijfsresultaat en het netto-­
resultaat na belastingen voor niet-financiële grote ondernemingen vanaf 1977 (voor alle ondernemingen begint de reeks
pas in 2000), alsmede het balanstotaal. Het gemiddelde rendement voor en na belastingen is nagenoeg gelijk, zes procent,
dus ruim boven het rendement van vier procent op bedrijfsvermogen dat PT observeren voor 1974.
Zowel voor de houders van vastrentende waarden als voor
de aandeelhouders, en wellicht ook voor de bedrijven, zijn de
laatste veertig jaar, ondanks de inflatie in jaren zeventig, de
dotcom-bubble rond 2000 en de crisis vanaf 2007, waarschijnlijk beter geweest dan de veertig jaar waarop PT terugkeken.
Omdat vermogen zeer scheef is verdeeld, draagt deze ontwikkeling niet direct bij aan een grotere inkomensgelijkheid.

De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.

Jaargang 99 (4693) 11 september 2014

Geschiedenis & Denken ESB

Piketty

De figuren 1 tot en met 4 volgen vooral de maatstaven van
PT. Door de publicatie van Piketty heeft ook de formule r – g
veel aandacht gekregen. Voor de berekening van deze formule
is de groeivoet van het nationale inkomen g verminderd met
de bevolkingsgroei en de CPI-inflatie. Opgemerkt moet worden dat dit enkel een eerste aanzet is. Zo zou r ook kunnen
worden verminderd met de kosten van vermogensbeheer en
de belastingafdrachten. Voorts is de lange rente op staatsobligaties niet representatief voor het gemiddelde rendement op
kapitaal, inclusief eigenwoningbezit.
Voor de berekening van r is de lange rente gebruikt en
verminderd met de CPI (CEP, 2014). Uit figuur 4 blijkt dat
r – g over de periode 1971–2012 gelijk is aan gemiddeld 1,5
procent, in lijn met Piketty’s claim dat in de laatste decennia
van de twintigste eeuw de groeivoet van vermogen hoger is
dan de groei in de inkomens, wat bij een scheve vermogensverdeling de ongelijkheid doet toenemen. Interessant bij deze
maatstaf is de variatie over de tijd: r – g is negatief in de jaren
voorafgaand aan de ESB-publicatie van PT – namelijk -3,4
procent voor het tijdvak 1971-76 – maar 3,2 procent voor
1976–1985, 3,5 procent voor 1986–1995, -0,3 procent voor
1996–2007 en 2,9 procent voor 2008–2013.

Vermogenscoëfficiënten

figuur 4
8

15

7
10

6
5

5

4
3

0

2
1

-5

0
-1

-10

1976-1985

1986-1995

Obligatiehouderscoëfficiënt (linkeras)
Aandeelhouderscoëfficiënt (linkeras)

1996-2007

2008-2013

Netto resultaat niet-financiële ondernemingen (rechteras)
r – g (rechteras)

Bron: Global Economic Statistics, DSI; CBS Statline; CEP, 2014

Conclusies

PT waren optimistisch over de ontwikkeling van de inkomensverdeling: rijken werden dan misschien wel rijker, maar
de uitbouw van de verzorgingsstaat zorgde er via de AOW,
de AWW, de WAO en de bijstand ook voor dat vele anderen
een inkomen hadden dat ze vroeger niet hadden. Een royale
studiefinanciering zou de rest doen: via een toename van de
hogeropgeleiden zouden volgens de wetten van vraag en aanbod de inkomensverschillen verder afnemen. De actualisatie
van deze bevindingen laat zien dat deze verwachtingen niet
zijn ingelost. Tussen medio jaren zeventig en medio jaren
tachtig is de relatieve verandering – gepoold naar inkomensongelijkheid – voor de indicatoren gepresenteerd in figuren
1 tot en met 3 gemiddeld -4 procent en 12,5 procent voor de
periode na 1985. Zeker vanaf het midden van de jaren tachtig
stagneert de nivellering en nemen met name de bruto-inkomensverschillen weer toe. Mogelijk spelen hier verschillende
factoren een rol, variërend van een toenemende culturele acceptatie van ongelijke inkomsten, skill-biased technological
change en globalisering.
Net als bij PT is de inzet van deze bijdrage niet om een
verklaring te geven van de geconstateerde ontwikkelingen.
Het gaat veeleer om een presentatie van maatstaven die allemaal hetzelfde fenomeen in kaart proberen te brengen: inkomensongelijkheid. Voor PT was de politieke lading van hun
boodschap vooral “dat inkomensverdeling niet star en onbeweeglijk is: de structuren zijn niet van ijzer. Er zit beweging in
de verdeling, en dus in de samenleving†(Pen en Tinbergen,
1976, p884). Het is dan ook de vraag of PT het eens zouden
zijn met Piketty en zijn zoektocht naar algemene wetmatigheden. Niet uitgesloten is dat PT meer affiniteit zouden hebben
gehad met het werk van Acemoglu en Robinson (2014), die
afstand nemen van general laws en wijzen op de centrale betekenis van politieke en economische instituties.

Literatuur
Acemoglu, D., en J.A. Robinson (2014) The rise and fall of general laws of capitalism. Paper op
economics.mit.edu/files/9834.
Bavel, B. van (2014) Vermogensongelijkheid in Nederland: de vergeten dimensie. In: Kremer et al. (red.) Hoe ongelijk is Nederland? Een verkenning van de ontwikkeling en gevolgen van
economische ongelijkheid. WRR verkenning 28. Amsterdam: Amsterdam University Press,
79–102.
Caminada, K., J. Been, K. Goudswaard en M. de Graaf-Zijl (2014a) De ontwikkeling van inkomensongelijkheid en inkomensherverdeling in Nederland 1990–2012. Research Memorandum
Department of Economics. Leiden: Universiteit Leiden.
Caminada, K., K. Goudswaard, J. Been en M. de Graaf-Zijl (2014b) Een kwart eeuw inkomensongelijkheid in Nederland. ESB, 99(4684), 276–279.
CEP (2014) Centraal Economisch Plan. Den Haag: CPB.
Kleijn, H. de, en H. van de Stadt (1985) Ontwikkelingen in de inkomensverdeling sinds
1970. ESB, 70(3526), 1004–1009.
Kleijn, H. de, H. van de Stadt en R. van der Werf (1991) Inkomensontwikkelingen 1977–1990.
ESB, 76(3836), 1189–1191.
Kremer, M., M. Bovens, E. Schrijvers en R. Went (2014) Hoe ongelijk is Nederland? Een verkenning van de ontwikkeling en gevolgen van economische ongelijkheid Den Haag: Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid.
Pen, J. en J. Tinbergen (1976) Hoeveel bedraagt de inkomensegalisatie sinds 1938? ESB, 61
(3070), 880–884.
Pen, J. (2013) Vandaag staat niet alleen. Essays en memoires. Hollands Maandblad Reeks III.
Amsterdam: Hollands Maandblad en Nieuw Amsterdam.
Pommer, E. en J. Jonker (2003) Profijt van de overheid. Den Haag: SCP.
Salverda, W. (2012) Inkomen, herverdeling en huishoudvorming 1977–2011: 35 jaar ongelijkheidsgroei in Nederland, TPEdigitaal, 7(1), 66–94.
Salverda, W. (2014) De tektoniek van de inkomensongelijkheid in Nederland. In: Kremer et al.
(red.) Hoe ongelijk is Nederland? Een verkenning van de ontwikkeling en gevolgen van economische
ongelijkheid. WRR verkenning 28. Amsterdam: Amsterdam University Press, 39–58.
Schaaijk, M. van (1983) Het koopkrachtoverzicht. ESB, 68(3413), 616–620.

Jaargang 99 (4693) 11 september 2014

De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.

555