Koopkrachtontwikkelingen
1977-1983
DRS. H. VAN DE STADT – DRS. A. TEN GATE DRS. A.J. HUNDEPOOL – PROF. DR. IR. W.J. KELLER*
De grote belangstelling voor koopkrachteffecten van beleidsmaatregelen heeft geleid tot een
behoefte aan meer informatie Over koopkrachtontwikkelingen van verschillende groepen. Ten einde
hieraan tegemoet te komen, heeft het Centraal Bureau voor de Statistiek een onderzoek gedaan naar
de mogelijkheden van een statistiek op dit terrein. In het kader van dit onderzoek zijn
koopkrachtontwikkelingen berekend volgens twee methoden: door directe waarneming van het
inkomen van een panel van individuen in achtereenvolgende jaren, en door simulatie van
loonveranderingen, veranderingen in het belastingtarief en dergelijke op een bestand van
waargenomen individuele inkomensgegevens van een jaar. Uit de resultaten blijkt onder meer dat de
werkelijke koopkrachtveranderingen veel groter en wisselvalliger zijn dan de gebruikelijke
koopkrachtplaatjes en modelberekeningen suggereren. De oorzaak hiervan ligt met name in
veranderingen van de sociaal-economische situatie en van de huishoudenssamenstelling, die in de
gebruikelijke plaatjes niet worden meegenomen.
Inleiding
Het samenstellen van koopkrachtplaatjes is in Nederland een
populaire bezigheid. Door hei Centraal Planbureau en het Sociaal en Cultured Planbureau, maar ook door het Ministerie van
Sociale Zaken en Werkgelegenheid en van Binnenlandse Zaken
worden voorgenomen of gerealiseerde beleidsmaatregelen vaak
voorzien van berekeningen die een beeld geven van de gevolgen
van de maatregelen voor de koopkracht van een aantal bevolkingsgroepen. Deze berekeningen zijn doorgaans gebaseerd op
het doorrekenen van bruto loonveranderingen, prijsveranderingen en veranderingen in het bruto-nettotraject voor een beperkt
aantal vooraf gekozen ,,typische” huishoudens (met een bepaalde samenstelling en een bepaald inkomensniveau). Een uitzondering hierop wordt overigens gevormd door de recente SCPstudie Berekend beleid.
Ten einde deze informatie aan te kunnen vullen met informatie over de koopkrachtontwikkelingen zoals die zich in het verleden voor de gehele Nederlandse bevolking in feite hebben voorgedaan, is bij het Centraal Bureau voor de Statistiek een onderzoek gedaan naar de mogelijkheden van koopkrachtstatistieken.
In het kader van dit onderzoek zijn koopkrachtontwikkelingen
berekend voor de jaren 1977 tot en met 1983. De achtergronden
en resultaten van het onderzoek vormen het onderwerp van dit
artikel.
De door ons samengestelde cijfers onderscheiden zich van de
meer traditionele koopkrachtplaatjes doordat ze zijn gebaseerd
op feitelijke inkomens, waargenomen bij een aselecte steekproef
uit de Nederlandse bevolking. Daarmee is getracht aan een aantal bezwaren van de huidige plaatjes tegemoet te komen 1): in de
eerste plaats kon rekening worden gehouden met een groot aantal inkomensbestanddelen en met de samenhang tussen die bestanddelen; in de tweede plaats kon worden gekeken naar individuen zoals die in werkelijkheid in Nederland voorkomen, zodat
het gewicht van ieder type individu in het geaggregeerde cijfer
gelijk is aan de frequentie van dat type individu in Nederland.
De indeling van dit artikel is als volgt. De twee soorten koopkrachtoverzichten die wij hebben samengesteld, worden beschreven in de twee volgende paragrafen. Vervolgens wordt ingegaan op het begrip koopkracht. De koopkrachtverandering is
gelijk aan de verandering van het besteedbaar inkomen gecorri288
geerd voor de verandering van de prijzen, maar het is niet a priori duidelijk welke inkomensbestanddelen hierbij wel moeten
worden inbegrepen en welke niet. Enkele andere begrippen komen hier eveneens aan de orde. De laatste paragrafen van het artikel bevatten een beschrijving van de belangrijkste uitkomsten
van het onderzoek.
Het dynamische koopkrachtcijfer
Er zijn twee soorten koopkrachtcijfers berekend: dynamische
en statische. Het dynamische cijfer beschrijft de feitelijke koopkrachtontwikkeling zoals die zich in de betrokken jaren heeft
voorgedaan. Het is gebaseerd op een panel van individuen waarvan het inkomen op meer dan een tijdstip is waargenomen. Een
consequentie van deze opzet is dat alle mogelijke oorzaken van
inkomensveranderingen in de cijfers tot uitdrukking komen.
Het dynamische koopkrachtcijfer wordt dus niet alleen bei’nvloed door veranderingen in bij voorbeeld de contractlonen, het
belastingregime en de sociale-zekerheidspremies, maar ook door
inkomensveranderingen ten gevolge van promotie, ontslag, verandering van werkkring, arbeidsongeschiktheid, pensionering,
overgang naar een andere tariefgroep in de inkomstenbelasting,
huwelijk, echtscheiding, geboorte van kinderen enz. Alle waargenomen inkomensveranderingen komen dus in de cijfers tot
uitdrukking.
Voor het berekenen van zo’n cijfer is het nodig te beschikken
over longitudinale inkomensgegevens op individueel niveau (panelgegevens). De meest geschikte bron hiervoor wordt gevormd
door de Inkomensstatistiek van het CBS, die grotendeels is gebaseerd op de uitgebreide inkomensgegevens uit de administratie
* De auteurs zijn werkzaam bij het Centraal Bureau voor de Statistiek
(CBS); de eerste auteur bij de hoofdafdeling Statistieken van Inkomen en
Consumptie, de anderen bij de hoofdafdeling Statistische Methoden.
Zonder de hulp van een groot aantal andere CBS-medewerkers zou dit artikel niet tot stand zijn gekomen.
1) Zie bij voorbeeld L. van der Geest, Plaatjes vullen geen gaatjes, ESB,
15 december 1982, biz. 1321 en C. A. de Kam, Het ei van Columbus, ESB,
27 april 1983, biz. 355.
van de belastingdienst. De laatste drie landelijke Inkomensstatistieken hebben betrekking op de jaren 1977, 1979 en 1981 en
hebben ieder een steekproefomvang van ca. 3,3% van de Nederlandse bevolking (ca. 420.000 personen of 160.000 huishoudens).
Uit deze steekproeven is een panel geformeerd door de bestan-
koopkrachtplaatjes zoals die door andere instanties worden vervaardigd. In beide typen plaatjes worden inkomensveranderingen ten gevolge van een verandering in sociaal-economische of
demografische positie niet meegenomen. Het voornaamste verschil is, zoals gezegd, dat wij ons voor de inkomens- en achtergrondgegevens hebben gebaseerd op een aselecte steekproef uit
den op individueel niveau te koppelen. Omdat de steekproeven
de Nederlandse bevolking, en niet op vooraf gekozen huishou-
van 1979 en 1981 zo goed als onafhankelijk van elkaar zijn getrokken, leverde dit voor de koppeling tussen die jaren een panel
dens met slechts enkele inkomensbestanddelen en alleen standaardaftrekposten.
De steekproef die we hebben gebruikt, is wederom afkomstig
uit de Inkomensstatistiek van het CBS. Als basisjaar is gekozen
voor 1977. Om het statische cijfer voor de jaren 1978 tot en met
1983 te berekenen, zijn bij zo’n 16.000 personen uit dit bestand
alle inkomensgegevens uit het basisjaar met behulp van indexcijfers geactualiseerd naar de daarop volgende jaren. In totaal betreft dit per persoon 95 inkomensbestanddelen zoals die voorkomen op het aangifteformulier voor de inkomstenbelasting of op
de loonbelastingkaart.
op ter grootte van 3,3% x 3,3% = 0,1% van de Nederlandse
bevolking, bestaande uit individuen die (bij toeval) in beide ja-
ren in de steekproef van de Inkomensstatistiek waren gevallen.
Dit komt neer op ca. 14.000 individuen of ca. 5.000 huishoudens.
Voor de koppeling tussen de jaren 1977 en 1979 lag de situatie
gunstiger omdat toen in beide jaren voor de Inkomensstatistiek
dezelfde adressensteekproef is gebruikt. Van iedereen die niet is
verhuisd tussen die jaren, hadden we dus inkomensinformatie
uit beide jaren tot onze beschikking. Aangevuld met de informatie van de 3,3 % van de verhuisden die in 1979 (bij toeval) weer op
een steekproefadres woonden, leverde dit een tweede panel op.
Omdat het weinig zinvol leek voor deze jaren een veel grotere
steekproef te gebruiken dan voor 1979-1981, hebben we uit het
gekoppelde bestand een zodanige selectie gemaakt dat het resulterende panel ongeveer even groot is als dat voor 1979-1981.
Gegeven deze twee panels, en gegeven een definitie van koopkracht, is het mogelijk een koopkrachtstatistiek te maken door
simpelweg de procentuele koopkrachtmutatie te tabelleren tegen
de achtergrondkenmerken die relevant worden gevonden. Enkele van deze tabellen zijn opgenomen aan het einde van dit artikel.
Overigens kunnen de panels ook voor andere statistische doelen
worden gebruikt: bij voorbeeld het bestuderen van de overgang
van de ene sociaal-economische categoric naar de andere, of van
het ene huishoudenstype naar het andere.
Het statische koopkrachtcijfer
Kenmerkend voor het dynamische cijfer is dat het de feitelijke
inkomensontwikkelingen beschriift. Deze feitelijke ontwikkelingen zijn de resultante van een tweetal processen: enerzijds veranderen de inkomens behorend bij deposities die mensen inne-
men (zo’n positie is bij voorbeeld die van werknemer, arbeidsongeschikte, alleenstaande vrouw, gehuwde man met twee kinderen), anderzijds veranderen de mensen van positie (werknemer
wordt werkloos, arbeidsongeschikte wordt gepensioneerd, alleenstaande vrouw gaat samenwonen, gehuwde man gaat schei-
den), en daarmee van inkomen. Het is goed denkbaar dat men,
bij voorbeeld ten behoeve van het beleid, meer is gei’nteresseerd
in het eerste type inkomensveranderingen dan in het tweede. Om
deze reden hebben wij getracht ook een koopkrachtcijfer samen
te stellen waarin alleen het eerste type inkomensveranderingen,
dus die behorend bij de (niet veranderende) posities die mensen
innemen, tot uitdrukking komen.
Voor het samenstellen van zo’n cijfer, dat we het statische cijfer hebben gedoopt, moet men zich beperken tot de koopkrachtontwikkeling van de positie zelf, en de ontwikkelingen die het gevolg zijn van een verandering van positie buiten beschouwing laten. Hiertoe is de volgende procedure toegepast. In een bestand
van waargenomen individuele fiscale inkomensgegevens is iedere inkomenscomponent geactualiseerd met een specifiek indexcijfer. Deze indexcijfers geven de veranderingen van de inkomenscomponenten weer, zo goed mogelijk gecorrigeerd voor
veranderingen in de sociaal-economische en demografische
structuur. De koopkrachtmutatie is vervolgens berekend uit het
quotient van het geactualiseerde inkomen en het inkomen in het
basisjaar.
Deze rekenprocedure maakt het statische cijfer tot een maat
voor de koopkrachtontwikkeling van de posities die individuen
innemen, waarbij posities worden gekarakteriseerd door
sociaal-economische en demografische kenmerken. Aan iedere
positie is een inkomen verbonden, en in onze rekenprocedure
houden we de positie uit het basisjaar constant en kijken wat in
de latere jaren de ontwikkeling is van het inkomen verbonden
aan die positie. Het statische cijfer lijkt daarmee sterk op de
ESB 27-3-1985
Voor de actualisering van de looninkomsten is een groot complex van indexcijfers geconstrueerd. Uit het Halfjaarlijks Loononderzoek van het CBS zijn gemiddelde weeklonen berekend
voor 18 leeftijdsgroepen, 60 bedrijfsklassen, 2 geslachten en 10
uurloonklassen. Voor de uurloonklassen zijn in ieder jaar 10%groepen gebruikt, dus de laagste klasse bevat de 10% werknemers met de laagste uurlonen, de op een na laagste klasse de volgende 10% enz. Na enkele samenvoegingen leverde dat voor
ieder jarenpaar 7.880 indexcijfers, waarmee vervolgens het inkomensbestanddeel ,,loon” is geactualiseerd. De statische veronderstelling is hier dus geoperationaliseerd door leeftijd, bedrijfsklasse, geslacht en uurloonklasse constant te houden: een
loonstijging doordat bij voorbeeld de gemiddelde leeftijd van
werknemers stijgt, be’invloedt het statische cijfer niet. Interessant is verder dat, zoals gezegd, met verschillen in loonstijging
tussen hogere en lagere lonen rekening kon worden gehouden
door middel van een uitsplitsing naar het niveau van het uurloon, dat daarmee min of meer dienst doet als benadering voor
de produktiviteit van de werknemer 2).
Voor de actualisering van de verschillende typen uitkeringen is
een onderscheid gemaakt tussen uitkeringen die van het vroegere
loon afhangen (pensioen, WAO, WW, WWV en ZW) en uitkeringen waarvoor dit niet het geval is (AAW, ABW, AKW, AOW
en AWW). De actualisering van de laatste groep is eenvoudigweg gebaseerd op de wettelijke uitkeringsbedragen. Bij de uitkeringen die wel van het vroegere loon afhangen, is een verder onderscheid gemaakt in kortlopende (WW en ZW) en langlopende
uitkeringen. De eerstgenoemde groep is met een loonindexcijfer
geactualiseerd, maar voor de tweede groep was dat niet mogelijk
omdat die uitkeringen gebaseerd zijn op de lonen van een (onbekend) aantal jaren geleden. Voor deze uitkeringen zijn daarom
alternatieve indices ontwikkeld, waarop hier niet verder zal worden ingegaan. Er kan echter wel worden gesteld dat deze indices
tamelijk ruw zijn, zodat het statische cijfer voor WAO-ers,
WWV-ers en pensioentrekkers waarschijnlijk minder betrouwbaar is dan het cijfer voor andere groepen 3).
Via dit soort procedures zijn alle inkomensbestanddelen uit
het bestand voor 1977 geactualiseerd naar de jaren 1978 tot en
met 1983. Vervolgens zijn met een bruto-nettoprogramma de
verschillende forfaits en drempels berekend (4% forfait, drempel giftenaftrek enz.), en het belastbaar inkomen, de loon- en inkomstenbelasting, de premies voor de sociale zekerheid (werkgevers en werknemers) en de huursubsidie vastgesteld. Voor iedere
persoon uit het basisbestand resulteerde dit in een geactualiseerd
beeld van de inkomensbestanddelen (bruto en netto) voor ieder
van de latere jaren. Deze gegevens zijn qua vorm vergelijkbaar
2) Informatie over bruto en netto loonstijging gedifferentieerd naar
loonniveau is overigens al eerder door het CBS gepubliceerd. Zie bij
voorbeeld J.H. Rademaker en R.A. Fierloos, Ontwikkeling van nettolonen, 1977-1981, Statistisch Magazine, 1983, nr. 3, biz. 5-10.
3) Een uitvoerige verantwoording van alle gebruikte indexcijfers is opgenomen in een binnenkort te verschijnen CBS-publikatie. Zoals uit deze
publikatie zal blijken, was het ook bij de actualisering van een aantal andere inkomensbestanddelen noodzakelijk enigszins arbitraire veronderstellingen te maken. Bij de statische koopkrachtcijfers moet daarom
met betrekking tot deze bestanddelen enig voorbehoud worden gemaakt.
289
met die in de panels ten behoeve van het dynamische cijfer. Gegeven een definitie van koopkracht kunnen de koopkrachtmuta-
ties voor verschillende bevolkingsgroepen worden getabelleerd.
Een beperking van het statische plaatje is dat het niet mogelijk
bleek zelfstandige beroepsbeoefenaren en hun huisgenoten mee
te nemen. Actuele en betrouwbare informatie over de ontwikkeling van hun inkomens, passend in het kader van dit project, was
niet beschikbaar. Voor de zelfstandigen is dus alleen een dynamisch cijfer berekend.
Wat is koopkracht?
Alvorens de resultaten van de koopkrachtstatistiek te bespreken is het zinvol nader in te gaan op het begrip koopkracht. Zoals dit begrip in het spraakgebruik wordt gehanteerd, vertoont
het overeenkomsten met wat in de economische literatuur door-
gaans welvaart wordt genoemd, en in de fiscale literatuur draagkracht. Om koopkracht te meten moeten we eerst een inkomensbegrip kiezen en vervolgens een prijsindex die betrekking heeft
op alle uitgaven die uit dit inkomen worden gedaan. Het reele inkomen, dat als benadering voor koopkracht wordt gebruikt, is
gelijk aan het nominale inkomen (gemeten volgens het gekozen
inkomensbegrip) gedeeld door die prijsindex. Impliciet is hierbij
verondersteld dat de prijsindex ook van toepassing is op het verschil tussen de inkomsten en de uitgaven, de besparingen.
Bij de keuze van het inkomensbegrip hebben we ons laten leiden door het aspect ,,welvaart” en, daarmee samenhangend,
,,vrije besteedbaarheid”. Alle vrij besteedbare inkomensbestanddelen zijn tot het inkomen gerekend (loon, winst uit onderneming, overdrachten, inkomsten uit vermogen) en alle kosten
(en lasten) die onlosmakelijk zijn verbonden met de verwerving
van deze inkomens zijn afgetrokken (loon- en inkomstenbelasting, pensioenpremies en premies sociale zekerheid). De problematiek kan verder worden toegelicht aan de hand van het schema. Hierin zijn de belangrijkste inkomsten en uitgaven van een
huishouden opgenomen. De keuze van het inkomensbegrip
komt neer op het trekken van een streep in de kolom uitgaven zodanig dat de uitgaven onder de streep wel kunnen worden geacht
aan de welvaart van het huishouden bij te dragen, en de uitgaven
boven de streep niet. Het aldas bepaalde inkomen noemen we
het vrij besteedbare inkomen. De prijsindex waar dit inkomen
door wordt gedeeld, dient dan ook betrekking te hebben op alle
uitgaven onder de streep.
Een probleem is de behandeling van de verplichte ziekenfondsverzekering. Gezien het verplichte karakter is, met de andere sociale-zekerheidspremies, ook de ziekenfondspremie van
het inkomen afgetrokken. Dit had echter als consequentie dat,
ter wille van de vergelijkbaarhsid, bij particulier verzekerden de
premie van een vergelijkbare ziektekostenverzekering op het inkomen in mindering moest worden gebracht.
Schema. Inkomsten en uitgaven van een huishouden
INKOMSTEN
UITGAVEN
I nkomstenbelasting
Loon
Premies sociale zekerheid
Pensioenpremies
Onroerend goedbelasting
Premie ziekenfonds
en particulier
Huurwaarde eigen woning
i ^
Vrij
Winst
Overige niet -cons, uitgaven
Overdrachten
besteed-
Pensioen
baar
Inkomen uit vermogen
(+ of-)
Huurwaarde eigen woning
Huursubsidie
290
^onsumptieve uitgaven
:n vrijwillige besparingen
inkomen
1r
Een klassiek probleem bij de keuze van het inkomensbegrip
betreft het vaststellen van de waarde van de woondiensten van de
eigen woning. Voor de inkomstenbelasting is deze waarde forfaitair vastgesteld op ca. 0,7% van de waarde van de woning in
onbewoonde staat (tot en met 1982). In ons onderzoek is gekozen voor een hogere waarde, namelijk ongeveer de economische
huurwaarde zoals die is opgenomen in de Nationale Rekeningen
en het prijsindexcijfer van de gezinsconsumptie. De bijgetelde
huurwaarde bedraagt 3 % van de waarde van de woning in onbewoonde staat minus enkele (niet alle) kostenposten, namelijk
erfpacht, groot onderhoud (volgens de fiscale definitie) en
onroerend-goedbelasting. Verder is de rente van een eventuele
hypothecaire lening van het inkomen afgetrokken 4) 5).
Een interessant probleem is ook of belastingen (en subsidies)
die gebonden zijn aan de vrijwillige consumptie van goederen en
diensten, bij voorbeeld de BTW, op het inkomen in mindering
moeten worden gebracht. In de bekende studie Profijt van de
overheid in 1977 vA 1981 heeft het Sociaal en Cultured Planbureau deze belastingen en subsidies als tertiair inkomen aan de betalers en ontvangers toegerekend. Wij hebben dit niet gedaan
omdat naar onze mening, kortweg gezegd, de waarde van een zeker goed wordt bepaald door de prijs die de koper bereid is voor
het goed te betalen, dus de prijs inclusief bij voorbeeld de BTW.
particuliere ziektekostenverzekering). Verder is het indexcijfer
gedifferentieerd naar huurders en eigen-woningbezitters. Bij gebrek’aan voldoende gegevens konden overigens niet alle noodzakelijke correcties, met name de opname van de zogenaamde nietconsumptieve uitgaven, worden uitgevoerd. Het kwantitatieve
belang hiervan is echter waarschijnlijk gering.
Het berekenen van de koopkrachtmutatie levert problemen op
indien het huishoudensinkomen in e6n van beide jaren negatief,
nul of net positief is. Deze situatie kan zich bij voorbeeld voor-
doen bij verlieslijdende zelfstandigen en bij personen waarvan
het inkomen niet is waargenomen omdat het onbelast is (stude-
renden met toelage van ouders). In deze gevallen is de koopkrachtmutatie of wel niet gedefinieerd (inkomen eerste jaar nul),
of wel zonder betekenis (inkomen eerste jaar negatief), of wel
zeer gevoelig voor kleine veranderingen (inkomen eerste jaar positief, maar klein). Om deze situaties te vermijden zijn alle personen uit het bestand verwijderd die in een van beide jaren een
huishoudensinkomen hadden onder de halve netto AOW-uitkering voor gehuwden.
Resultaten statische koopkrachtstatistiek
Met andere woorden, de BTW komt onder de streep terecht, en
In label 1 is voor een aantal bevolkingsgroepen de statische
we waarderen tegen consumentenprijzen en niet tegen factorkosten.
koopkrachtmutatie berekend ten opzichte van het voorafgaande
jaar en voor de periode 1977-1983. Weergegeven is de mediaan
van de individuele mutaties 9). Het cijfer voor de periode 19771983 is omgerekend tot eengemiddeldemutatie per jaar. Evenals
in de volgende tabellen in dit artikel zijn drie achtergrondvariabelen gebruikt: inkomen, sociaal-economische categorie en type
huishouden.
Voor de achtergrondvariabele inkomen is gekozen voor het
inkomen dat ook is gebruikt bij het berekenen van de koopkrachtmutatie, dus het vrij besteedbare huishoudensinkomen
gedeeld door de equivalentiefactor. De inkomens zijn ingedeeld
Enkele andere begrippen
Om uitgaande van het inkomensbegrip uit de vorige paragraaf
te komen tot de procentuele koopkrachtmutatie, zijn nog een
viertal bewerkingen uitgevoerd.
In de eerste plaats zijn de persoonlijke inkomens per huishouden opgeteld tot een huishoudensinkomen. Het huishouden is
hierbij gedefinieerd conform de gebruikelijke CBS-definitie, dat
wil zeggen als een verzameling personen die in huiselijk verkeer
samenwonen en een gemeenschappelijke huishouding voeren.
Dit impliceert onder andere dat de inkomens van inwonende kinderen en andere huisgenoten en het inkomen van hoofdkostwin-
in 10%- en 25%-groepen, dat wil zeggen de eerste inkomensklasse bevat de 10% individuen met de laagste inkomens, de eerste
25%-groep bevat de 25% individuen met de laagste inkomens
enz. Dezeindelingin 10%-en25%-groepen wijktaf van de door
het Centraal Planbureau gei’ntroduceerde indeling met behulp
ner en partner bij elkaar zijn opgeteld.
In de tweede plaats is in het dynamische plaatje de verandering
van het huishoudensinkomen met behulp van een zogenaamde
equivalentiefactor gecorrigeerd voor veranderingen in de omvang en de samenstelling van het huishouden. Wanneer bij voorbeeld het aantal leden van een huishouden toeneemt bij gelijkblijvend huishoudensinkomen, daalt de koopkracht als gevolg
van een stijging van de equivakntiefactor (afgezien van prijsveranderingen). Voor de berekening van de factoren is e’en groot
aantal methoden denkbaar 6). Bij onze resultaten hebben we
factoren gebruikt die vrijwel identiek zijn aan de factoren gebruikt door Diederen 7).
In de derde plaats is deze gecorrigeerde huishoudensinkomensverandering toegerekend aan alle individuele leden van het
huishouden (zowel volwassenen als kinderen). Toerekening aan
individuen in plaats van aan het huishouden is weinig gebruikelijk 8). Voor koopkrachtmutaties lijkt het echter redelijk het individu als teleenheid te kiezen, hetgeen impliceert dat de koopkrachtmutatie van bij voorbeeld een tweepersoonshuishouden
in het geaggregeerde cijfer tweemaal zo zwaar weegt als die van
een eenpersoonshuishouden. Bij het dynamische koopkrachtoverzicht was het bovendien noodzakelijk het individu als teleenheid te kiezen, aangezien een huishouden niet een in de tijd
constante eenheid hoeft te zijn (kinderen die het huis uitgaan,
echtscheidingen), zodat de koppeling tussen de bestanden van
verschillende jaren alleen maar op individueel niveau kon plaatsvinden.
Tot slot is de nominate inkomensmutatie gecorrigeerd voor de
prijsontwikkeling om tot de koopkrachtmutatie te komen. Om-
dat ons begrip koopkracht afwijkt van het begrip gezinsconsumptie waarop het prijsindexcijfer van de totale gezinsconsumptie van het CBS betrekking heeft, zijn op dit prijsindexcijfer een tweetal correcties uitgevoerd. De belangrijkste hiervan is
de verwijdering van het verzekerde deel der ziektekosten (werkgevers- en werknemersaandeel ziekenfondspremie en premie
ESB 27-3-1985
4) Het is zeer wel verdedigbaar de bijdrage aan de koopkracht van inkomsten uit vermogen (bij hypotheekrente negatief) te beperken tot bij
voorbeeld het ree’le rendement (het nominale rendement minus de
prijsstijging). Om praktische redenen, en ter wille van de uniformiteit
met de Nationale Rekeningen en de Inkomensstatistiek van het CBS, is
hiervan afgezien.
5) De hier besproken problematiek vertoont veel verwantschap met de
discussies over het begrip belastinguitgaven. Belastinguitgaven zijn tegemoetkomingen in de fiscale wetgeving die een inbreuk maken op de algemene bepalingen betreffende de heffingsgrondslag. (Zie bij voorbeeld
P.O. van Herwaarden en C.A. de Kam, Om depoen is het te doen, 1981,
Kluwer, Deventer en V. Halberstadt en C.A. de Kam, Over belastinguitgaven, WeekbladvoorFiscaalRecht, 29 juli 1976.) Wanneer we voor de
inkomstenbelasting de heffingsgrondslag vereenzelvigen met het begrip
koopkracht, leidt iedere afwijking tussen het hier besproken koopkrachtinkomen en de heffingsgrondslag voor de inkomstenbelasting (het belast-
bare inkomen) tot belastinguitgaven.
6) Zie b.v. het overzichtsartikel H. Berends-Ballast, W.E. Bernelot
Moens, R. J.A. Janssen, H. van de Stadt en A.E. de Zeeuw, Welvaartsverschillen tussen huishoudens van verschillende samenstelling, CBSSelect 1, Staatsuitgeverij, ‘s-Gravenhage, 1980, biz. 291-306.
7) H.M.N. Diederen, Gestandaardiseerde inkomensverdeling 1980, So-
cialeMaandstatistiek, november 1983, biz. 45-55.
8) Voor uitzonderingen zie de meest recente No title Inkomensbeleid van
het Ministerie van Sociale Zaken en Werkgelegenheid en S. Danziger en
M. Taussig, The-income unit and the anatomy of the income distribution, Review of Income and Wealth, 1983, biz. 365-375. Interessant in dit
verband is ook de kritiek van Ruiter op het Sociaal en Cultureel Planbu-
reau dat in Profijt van de overheid geen rekening is gehouden met de gemiddeld grotere omvang van de huishoudens in de hoogste inkomensklassen (ESB, 12 december 1984).
9) De mediaan van een verdeling van koopkrachtmutaties is zodanig gedefinieerd dat de helft van de populatie meer dan de mediaan in koop-
kracht is vooruitgegaan en de andere helft minder. Het voordeel van de
mediaan boven het rekenkundig of het meetkundig gemiddelde als maat-
staf voor de centrale tendentie van een verdeling is dat de mediaan minder
gevoelig is voor uitschieters.
291
van de termen minimum en modaal. Er geldt dat de laagste
25%-groep voor het grootste deel bestaat uit individuen met een
Figuur 1. Ontwikkeling van de statische koopkracht 1977-1983
inkomen rond het minimum, terwijl de modale werknemer (een
no
gehuwde man met een loon net beneden de premiegrens voor de
verplichte ziekenfondsverzekering, gehuwd met een niet verdienende echtgenote en met twee niet verdienende kinderen) zich
(1977=100) naar inkomensgroep, 1977
boven in de tweede 25%-groep bevindt.
Als tweede achtergrondvariabele is de sociaal-economische
categoric van de hoofdkostwinner gebruikt. De indeling naar
sociaal-economische categoric heeft plaatsgevonden aan de
hand van het hoogste inkomcnsbestanddeel. Ambtenaren zijn
gedefinieerd als werknemers waarvoor de, werkgever op grond
van wettelijke bepalingen de premie AOW/AWW betaalt. De
95
categoric gepensioneerden en arbeidsongeschikten omvat naast
ontvangers van een AOW- of een WAO/AWW-uitkering ook
weduwen met een AWW-uitkering. Werklozen en overigen vormen de laatste categorie. Behalve uit ontvangers van een WW-,
WWV- of RWW-uitkering omvat deze ook ontvangers van een
ABW-uitkering, alimentatiegerechtigden en renteniers 10).
90
i
1977
___ le 25%-groep
——— 3e 25%-groep
——— 2e25%groep
_…..— 4g 25% groep
1978
1979
1980
1981
1982
1983
Tabel I. Statische koopkrachtontwikkeling 1977-1983 (excl.
zelfstandigen).
Koopkracht ten opzichte van het
voorgaande jaar in procenten per jaar
1977-
1983
gem.
1978 1979 1980 1981 1982 1983
19771983
idem
gecorrigeerd a)
in procenten gemiddeld per jaar
Inkomen 1977
– le 10%-groep
– le 25%-groep
– 2e 25%-groep
– 3e 25%-groep
– 4e 25%-groep
– lOe 10%-groep
Sociaal-economische
categorie hoofdkostwinner 1977
– werknemer
bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerd/
arbeidsongeschikt
— werkloos/overig
3,9
3,6
3,2
3,0
2,5
2,4
,2
,1
,0
,1
-1,2 -3,1 -2,0 -2,5 -0,7
-1,3 -3,3 -2,1
– 1,7 -4,0 -2,3
-1,8 -4,2 -2,7
-1,8 -4,1 -2,5
-1,8 -3,9 -2,2
-3,0 -0,9
-4,0 -1,4
-4,1 -1,5
-3,6 -1,4
-3,3 -1,2
-1,1
-1,3
-1,5
-1,3
1,8
1,5
0,1
-1,7 -3,9 -2,2 -4,1 -1,3
-2,2 -5,5 -2,6 -4,4 -2,1
-1,2
-2,2
3,7
3,3
1,4
1,1
-1,1 -2,9 -2,3 -2,3 -0,6
-1,4 -3,3 -2,8 -2,7 -0,9
-0,7
-1,1
1,2
-0,6 -2,9 -1,9 -2,4 -0,5
-0,9
1,5
-1,2 -3,2 -2,4 -2,6 -0,9
-1,1
-1,9 -4,3 -2,4 -4,2 -1,5
-1,4 -3,0 -2,3 -2,7 -0,9
-1,4 -3,6 -2,4 -3,5 -1,2
-1,4
-1,0
-1,1
-1,6 -3,9 -2,4 -3,7 -1,2
3,1
Type huishouden 1977
— eenpersoons3,6
huishouden
— echtpaar zonder
kinderen
3,4
— echtpaar met
kinderen
,1
,3
— eenoudergezin
2,9
3,1
– overig
3,2
1,0
1,4
1,2
Totaal
3,1
1,2
gens het statische cijfer minder dan 7,3% in koopkracht is achteruitgegaan, en de andere heift meer.
Vanzelfsprekend moeten deze getallen met het nodige voorbehoud worden gehanteerd. Het statische cijfer is gebaseerd op een
groot aantal indexcijfers, waarvan sommigen zijn gekozen bij
gebrek aan beter. Met name bij de indexcijfers voor inkomsten
uit vermogen en voor uitkeringen gebaseerd op het loon van een
aantal jaren geleden (pensioen, WAO en WWV), moesten enkele
veronderstellingen worden gemaakt. Gezien deze veronderstellingen, en gezien het feit dat de berekeningen zijn gebaseerd op
een niet al te grote steekproef, moet in ieder geval het cijfer achter de komma als louter indicatief worden beschouwd.
Uit de uitsplitsing naar inkomensniveau blijkt dat in de beschouwde periode de lagere inkomens wat minder zijn gedaald
dan de hogere. Het verschil bedraagt ongeveer 0,5 % per jaar. In
figuur 1 zijn dezelfde gegevens nog eens in beeld gebracht. De figuur bevat de koopkrachtontwikkeling voor de vier 25%-groepen, uitgaande van 1977 = 100.
Uitgesplitst naar de sociaal-economische categorie van de
hoofdkostwinner blijkt dat voor ambtenaren de koopkrachtdaling wat groter is geweest dan voor de andere categorieen. Ten
opzichte van het cijfer voor geheel Nederland is het verschil
0,9% per jaar. De koopkrachtdaling is het geringst voor de categorie gepensioneerden en arbeidsongeschikten. Hierbij moet
Figuur 2. Ontwikkeling van de statische koopkracht 1977-1983
(1977= 100) naar sociaal-economische categorie hoofdkostwinner, 1977
110
105
a) Gecorrigeerd voor het effect van de twee andere achtergrondvariabelen, zie de
tekst.
100
De laatste achtergrondvariabele is het type huishouden waartoe het individu behoort. De indeling blijkt uit de voorkolom
van tabel 1. Tot de categorie overigen behoren onder andere gezinnen met bij voorbeeld een inwonende grootouder, en samenwonenden.
De resultaten in tabel 1 zijn herwogen naar de omvang van de
verschillende sociaal-economische categorieen in elk van de jaren na 1977. De toename bij voorbeeld van het aantal uitkeringstrekkers over 1977-1983 is dus jaar op jaar in de weging van
de geaggregeerde cijfers verwerkt.
Uit de laatste regel van tabel 1 blijkt dat de totale koopkracht-
95
– Werknemers bedrijfsleven
– Gepensioneerden en arbeidsongeschikten ‘
– Ambtenaren
‘ Werklozen en overigen
90
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
ontwikkeling over de periode 1977-1983 negatief is geweest. Van
1977 tot 1979 was er nog een stijging van 2,1% gemiddeld per
jaar, maar van 1979 tot 1983 daalde de koopkracht met 2,9% gemiddeld per jaar. Gecumuleerd bedroeg de daling over de gehele
periode 7,3%. Zoals gezegd zijn in de tabel medianen vermeld,
dus de interpretatie van dit getal is dat in de beschouwde periode
de helft van de Nederlandse bevolking (excl. zelfstandigen) vol292
10) Ten gevolge van de indeling aan de hand van het hoogste inkomensbestanddeel is het aantal werklozen bij ons lager dan uit bij voorbeeld de
werkloosheidsstatistieken blijkt. Voor personen die minder dan een half
jaar werkloos zijn, zal het loon over de resterende periode immers in het
algemeen de werkloosheidsuitkering overtreffen, zodat zij als werknemer worden ingedeeld.
echter wel worden aangetekend dat, zoals gezegd, de indexcijfers voor pensioen- en WAO-uitkeringen waarschijnlijk wat
minder betrouwbaar zijn dan de andere. In figuur 2 zijn deze gegevens nog eens grafisch weergegeven. Ten slotte zijn van alle
onderscheiden typen huishouden de eenpersoonshuishoudens
het minst in koopkracht achteruitgegaan en de echtparen met
txjntwikkeling komt gedeeltelijk door de oververtegenwoordiging van gepensioneerden in deze twee categorieen.
Resultaten dynamische koopkrachtstatistiek
kinderen het meest.
In de eerste en de vijfde kolom van label 2 zijn de resultaten
van de dynamische koopkrachtstatistiek opgenomen. Als maatslaf voor de koopkrachtmutatie van een zekere groep is weder-
Samenhang tussen achtergrondvariabelen
om de mediaan van de individuele mutaties gebruikt. Ter wille
De achtergrondvariabelen inkomen, sociaal-economische categoric en type huishouden hangen met elkaar samen. Gepensioneerden, arbeidsongeschikten en werklozen hebben bij voorbeeld vaker een laag inkomen en onder de eenpersoonshuishoudens en de echtparen zonder kinderen zijn de gepensioneerden
sterk oververtegenwoordigd. Voor een goed begrip van de oorzaken van de verschillen in koopkrachtontwikkeling is het van
veel belang met deze samenhang rekening te houden, en aldus de
directe effecten van een achtergrondvariabele te kunnen onderscheiden van de via andere variabelen lopende indirecte effecten.
van de vergelijkbaarheid met de andere resultaten zijn de cijfers
op jaarbasis herleid.
De eerste zes regels van tabel 2 geven de koopkrachlmulalie
per inkomensklasse. Een probleem hierbij is hel fenomeen ,,regressie naar het gemiddelde”: de neiging tot terugval naar het gemiddelde van variabelen met aanvankelijk meer extreme waarden. Wanneer we bij voorbeeld voor het cijfer 1977-1979 iedereen zouden indelen naar het inkomen in het eerste jaar, dus 1977,
dan zouden louter als gevolg van dil indelingscriterium personen
in de laagste-inkomensklasse relatief vooruit gaan en in de
van de twee andere achtergrondvariabelen. Toegespitst op het
inkomen betekent dit dat de relatief gunstige koopkrachtontwikkeling van de laagste-inkomensklasse gedeeltelijk is toe te
schrijven aan de variabele sociaal-economische categorie:
hoogste-inkomensklasse relatief achteruit. Een lage waarde van
hel inkomen in hel eersle jaar hangt immers nauw samen met een
hoge waarde van het verschil tussen het inkomen in het tweede en
het eersle jaar.
Om deze vertekening te vermijden is in tabel 2 (met uitzondering van de vierde en achtste kolom) het gemiddelde inkomen in
het eerste en het tweede jaar van elk jarenpaar als indelingscrilerium gebruikl. Bij dit criterium wordt een kunstmatige samenhang tussen doelvariabele (de koopkrachtmutatie) en indelingsvariabele (het inkomensniveau) vermeden. De sterkte van het effecl van regressie naar het gemiddelde kan overigens worden
geillustreerd aan de hand van de koopkrachlmulalie bij indeling
naar het inkomen in het eersle jaar: voor de eerste 10%-groep
gepensioneerden en arbeidsongeschikten hebben een relatief
zou de mediane mulatie dan meer dan 5% hoger liggen en voor
gunstige koopkrachtontwikkeling en een relatief laag inkomen.
lets soortgelijks geldt voor de eenpersoonshuishoudens en de
echtparen zonder kinderen: hun minder ongunstige koopkrach-
de tiende 1096-groep bijna 3% lager (voor 1979-1981).
Ter wille van de vergelijkbaarheid met het statische cijfer is in
tabel 2 nog een aantal andere gegevens opgenomen. De tweede
en zesde kolom vermelden het dynamische cijfer exclusief de
zelfstandigen en hun huisgenoten, die immers niel zijn meegenomen in het stalische cijfer. Kolom drie en zeven vermelden hel
In de laatste kolom van label 1 is dit gedaan door de resultaten
op te nemen van een regressieanalyse van de gemiddelde koopkrachtmutatie 1977-1983 op de drie achtergrondvariabelen. De
regressiecoefficienten zijn daarbij zodanig herschaald dat het
gemiddelde per achtergrondvariabele gelijk is aan het gemiddelde voor geheel Nederland.
Uit de spreiding van de resultaten blijkt dat het directe effect
van de variabele sociaal-economische categoric groter is dan dat
Tabel 2. Dynamische koopkrachtontwikkeling 1977-1981 en
vergelijking met het statische cijfer
1977-1979
dynamische cijfer voor een beperktere populatie, namelijk
1979-1981
dyna- dyna- dyna- sta- dyna- dyna- dyna- stamisch misch misch tisch misch misch misch tisch
excl. ,,statiexcl. ..statizelf- sche”
zelf- sche”
stan- subpostan- subpodigen pulatie
digen pulatie
* a)
a)
In procenten gemiddeld per jaar
Inkomen b)
– le l(W«-groep
– le 25’Vo-groep
– 2c25%-groep
– 3e25Vo-groep
– 4e25V«-groep
– lOe 10%-groep
Sociaal-economische categorie hoofdkostwinner
eerste jaar
– zelfstandige
– werknemer bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerd/
arbeidsongeschikt
– werkloos/overig
2,8
2,6
2,4
2,5
-1,9 -2,0 -1,8 -2,1
2,5
2,7
3,3
2,5
2,3
2,4
2,5
3,2
2,1
1,8
2,4
2,5
3,2
2,2
2,5
2,3
1,8
1,9
1,9
-2,4
-2,9
-2,1
-2,1
-2,3
5,5
3,1
1,8
3,0
1,8
–
–
3,1
2,1
2,3
1,0
-6,3
-2,1 -2,1 -2,0 -2,8
-3,6 -3,7 -3,7 -3,8
2,3
7,3
2,3
7,3
2,1
4,9
2,6
2,3
-1,9 -1,9 -2,0 -1,9
-0,0 -0,9 -1,8 -2,4
2,5
1,8
3,2
4.8
2,1
2,5
1,6
3,0
4,0
2,0
2,4
2,1
2,7
4,0
2,5
2,5
2,4
2,0
2,3
2,2
-1,8 -1,8 -1,9 -1,8
-2,6 -2,5 -2,2 -2,2
-2,5 -2,5 -2,6 -3,1
-1,6 -1.8 -1,8 -2,3
-3,5 -3,2 -1,7 -2,5
2,7
2,6
2,5
2,2
-2,4
2,1
-2,5
-2,8
-2,1
-1,7
-2,1
-2,4
-2,6
-2,2
-1,6
-2,1
-2,4
-3,0
-3,1
-3,0
-2,8
eenpersoonshuishouden
echtpaar zonder kinderen
echtpaar met kinderen
eenoudergezin
overig
Totaal
-2,4 -2,3 -2,8
a) Type huishouden en sociaal-economische categorie van de hoofdkostwinner en
van het individu in eerste en tweede jaar gelijk.
b) Voor de dynamische cijfers gemiddeld inkomen in eerste en tweede jaar, voor het
statische cijfer het inkomen uit 1977.
ESB 27-3-1985
Aan de hand van tabel 2 is een aantal interessanle conclusies le
Irekken. Ondanks het grote verschil in berekeningswijze stemmen de resullalen van hel slatische en het dynamische cijfer vrij
behoorlijk overeen, terwijl de verschillen interpreteerbaar zijn.
Het opmerkelijkste verschil is naar onze mening dal de nivellering die uit het statische cijfer blijkt, in hel dynamische cijfer niet
is terug le vinden. Een verklaring voor dit verschil is het verschijnsel van leeftijdsafhankelijke lonen. Als gevolg vari periodieke loonsverhogingen en bevorderingen stijgt op individueel
niveau hel loon bij loenemende leeflijd, helgeen in het dynamische cijfer tol uildrukking komt. In het statische cijfer gebeurt
dit echler niel omdal de leeflijd daar conslanl wordt gehouden.
Aangezien periodieke loonsverhogingen en bevorderingen voor-
Type huishouden eerste jaar
–
iedereen waarbij de sociaal-economische categorie noch het type
huishouden is gewijzigd. Ook de zelfstandigen en hun huisgenolen zijn uitgesloten. Ten slotte vermelden de kolommen vier en
acht het statische cijfer.
al in de hogere inkomensklassen voorkomen, is het verschil tussen het dynamische en het stalische cijfer daar het grootst.
Het verschijnsel van leeftijdsafhankelijke lonen dienl overigens le worden onderscheiden van wat wel de incidentele loonstijging wordt genoemd. Hiei onder wordt doorgaans verslaan
de loonstijging als gevolg van extra beloningen boven de cao en
dergelijke. Deze stijgingen komen gewoon tot uitdrukking in het
gemiddeld verdiende loon, en dus ook in het statische cijfer. De
loonstijging als gevolg van de leeftijd komt niet in het gemiddeld
verdiende loon tot uitdrukking omdal deze zo goed als gecompenseerd wordt door de uittrede uil het arbeidsproces van hoog
betaalde ouderen en de intrede van laagbetaalde jongeren.
In figuur 3 is hel verschil lussen de statische en dynamische
loonstijging grafisch weergegeven. De gelrokken lijnen geven de
feitelijke loononlwikkeling weer voor een aantal willekeurige individuen. Ten gevolge van periodieke loonsverhogingen en bevorderingen stijgt hun loon relatief snel, hetgeen in het dyna293
mische cijfer tot uitdrukking komt. Als we echter de leeftijd
constant houden, is de stijging minder groot, hetgeen blijkt uit
de geringere stijging van de gestippelde lijnen. In deze situatie is
dus de statische loonstijging (waarbij immers de leeftijd constant wordt gehouden) kleiner dan de dynamische loonstijging.
Wanneer we ons in het dynamisch koopkrachtoverzicht beperken tot individuen waarvan de sociaal-economische categoric in
het eerste en het tweede jaar hetzelfde is, dan valt het cijfer voor
werklozen lager uit, zoals uit de derde en zevende kolom van label 2 blijkt.
Figuur 3. De statische en de dynamische loonstijging
De spreiding van de statische en de dynamische koopkrachtmutaties
statische stijging
voor 60-jarigen
dynamische stijgini
voor een individu-
Tijd
Het is ook mogelijk dat de statische stijging ten gevolge van
het leeftijdseffect groter is dan de dynamische stijging. Deze situatie doet zich bij voorbeeld voor bij gepensioneerden met nominaal constante pensioenen. Afgezien van het effect van prijsveranderingen en van de AOW, is het dynamische cijfer dan gelijk aan nul, terwijl het statische cijfer positief is, indien althans
de lonen waarop nieuwe pensioenen zijn gebaseerd, zijn gestegen. In label 2 is dit effect waarneembaar: bij voorbeeld voor
1977-1979 bedroeg de dynamische stijging voor gepensioneerden en arbeidsongeschikten 2,3% en de statische stijging 2,6%,
dus meer.
Een ander belangrijk verschil tussen het statische en het dynamische cijfer is de overgang van individuen van de ene sociaaleconomische categoric of het sne type huishouden naar het andere. Dit verschijnsel is bij voorbeeld de oorzaak van de relatief
gunstige dynamische koopkrachtontwikkeling van werklozen:
zij kunnen immers behalve werkloos blijven ook werk vinden,
hetgeen doorgaans met een inkomensstijging gepaard gaat.
Figuur 4. Verdeling van de koopkrachtmutatie a) 1979-1981,
statisch en dynamisch naar inkomensgroep excl. zelfstandigen.
Ie25%-groep
2e 25%-groep
– 6 – 4 – 2 0
2
4
6
procenten per jaar
[Dynamisch 1
De resultalen van het onderzoek zijn in dit artikel tot dusver
besproken in termen van de mediaan van de individuele koopkrachlmulalies, dus in termen van een maat voor de centrale tendenlie van een verdeling. Wellichl hel opmerkelijksle resullaat
van het onderzoek wordt echler zichtbaar als we ook de spreiding van de individuele mutaties in ogenschouw nemen. In figuur 4 en 5 is hiertoe de verdeling van de individuele mutaties in
beeld gebracht aan de hand van de drie kwartielen, uilgesplitst
naar inkomensgroep en naar sociaal-economische categorie van
de hoofdkoslwinner. Als spreidingsmaalslaf hanleren we de afstand tussen het eerste en derde kwartiel. Hel eersle kwartiel van
een verdeling is het punt waarbeneden zich 25% van de waarne-
mingen bevindt, het tweede kwartiel is de mediaan en het derde
kwartiel is het punt waarbeneden zich 75% van de waarnemingen bevindt.
De ondersle balk van figuur 4 kan dus als volgt worden gei’nterpreteerd. Tussen 1979 en 1981 nam bij een kwart van de Nederlandse bevolking (exclusie: zelfstandigen en hun huisgenoten) de koopkracht (dynamisch) met meer dan 6,3% gemiddeld
per jaar af. Bij het volgende kwart lag de mutatie lussen de – 6,3
en de -2,4%, en bij het derde kwart tussen de -2,4 en de + 2,2%.
Voor het laatste kwarl van de bevolking len slotte ging de koopkrachl meer dan 2,2% vooruil. Hel gelal van -2,4% (de mediaan) is overigens ook opgenomen onderaan de zesde kolom van
label 2.
Ter vergelijking is in de figuur ook de spreiding van het statische cijfer opgenomen. Wat onmiddellijk op valt, is dal de spreiding van hel dynamische cijfer veel groler is, voor geheel Nederland ongeveer een faclor 5. Voor sommige groepen, bij voorbeeld de werklozen en overigen, is hel verschil nog veel groler.
De werkelijke koopkrachlonlwikkelingen lopen dus veel verder
uileen dan hel slalische cijfer suggereerl, helgeen mel name
wordl veroorzaakt door wijzigingen in de sociaal-economische
en demografische kenmerken (dus door wijzigingen van positie),
die in hel slalische cijfer niel worden meegenomen. Overigens
moel hierbij wel direct het voorbehoud worden gemaakt dal de
spreiding van hel slalische cijfer afhangl van de male waarin de
gebruikte indexcijfers gedifferentieerd zijn naar achlergrondkenmerken. Hel is denkbaar dal de spreiding van hel slalische
cijfer nog wat toeneemt bij een verdere differenliatie van de
indexcijfers.
a) De linker- en rechterrand van de rechthoeken komen overeen met het eerste en
derde kwartiel; de verticale lijn in het midden komt overeen met de mediaan (= tweede kwartiel).
Regressieresullaten
Figuur 5. Verdeling van de koopkrachtmutatie a) 1979-1981,
statisch en dynamisch, naar sociaal-economische categoric
Ten einde meer inzicht le krijgen in de spreiding van hel dynamische cijfer zijn enkele regressieanalyses uilgevoerd van de procenluele koopkrachlmulatie op een groot aantal achtergrondva-
hoofdkostwinner excl. zelfstandigen.
riabelen. De achiergrondvariabelen zijn grotendeels opgenomen
Werknemers bedrijfsleven
Ambtenaren
Gepensioneerden en arbeidsongeschikten
Werklozen en overig
Totaal
-10
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
8
10
a) De linker- en rechterrand van de rechthoeken komen overeen met het eerste en
derde kwartiel; de verticale lijn in het midden komt overeen met de mediaan (= tweede kwartiel).
294
in de vorm van dummies, dat wil zeggen variabelen mel de waarde 1 als de waarneming in de desbelreffende calegorie vail, en 0
als dil niel hel geval is. Als niel-dummyvariabelen zijn opgenomen de toename van de omvang van het huishouden (gemeten
met behulp van de loename van de equivalentief actor) en van hel
aantal personen mel inkomen in het huishouden. In tegenslelling
lot de regressie in label 1 zijn de coefficienlen zodanig herschaald dal ze per achlergrondvariabele lol nul oplellen. Als gevolg hiervan geven de coefficienlen aan in hoeverre de koopkrachtmutalie voor de desbelreffende calegorie afwijkl van de
gemiddelde rrjutatie in de steekproef (zoals weergegeven door de
constanle lerm).
Ter wille van de vergelijking zijn in label 3 ook de resullalen
van een regressie van het siatische cijfer opgenomen. Vanzelfsprekend ontbreekt hier een grool aanlal coefficienlen omdal de bijbehorende veranderingen van sociaal-economische ca-
Tabel 3, Resultaten van een regressie van de procentuele koopkrachtmutatie op een aantal achtergrondvariabelen a)
Achtergrondvariabele
Regressiecoefficient b)
1977-1979
dynamisch
Constante term
3
1979-1981
statisch
dynamisch
in procenten gemiddeld per jaar
2
-3
statisch
Proportie
in dynamisch
1979-1981
in procenten
-3
Inkomen
— Ie25%-groep
0
– 2e25%-groep
– 3e25%-groep
-• 4e25%-groep
0
0
0
0
0
0
0
0
-1
0
1
0
0
0
0
20 c)
26
26
27
Sociaal-economische categoric hoofdkostwinner
1 . van zelfstandige naar
– zelfstandige
– werknemer bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerde of arbeidsongeschikte
– werkloze of overig
2. van werknemer bedrijfsleven naar
– zelfstandige
– werknemer bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerde of arbeidsongeschikte
– werkloze of overig
3. van ambtenaar naar
– zelfstandige
– werknemer bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerde of arbeidsongeschikte
– werkloze of overig
4. van gepensioneerde of arbeidsongeschikte naar
– zelfstandige
– werknemer bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerde of arbeidsongeschikte
– werkloze of overig
5. van werkloze of overig naar
– zelfstandige
– werknemer bedrijfsleven
– ambtenaar
– gepensioneerde of arbeidsongeschikte
– werkloze of overig
6. in 2e jaar geen persoonlijk inkomen
7. in 2e jaar niet meer in huishouden
Type huishouden/eerste jaar
– eenpersoonshuishouden
– echtpaar zonder kinderen
– echtpaar met kinderen
– eenoudergezin
– overig
Toename gezinsomvang (per volwassene)
Toename aantal personen met inkomen
Aantal onafhankelijke waarnemingen
R2
-4
4
-3
–
-0
1
6
0
1
-5
-1
0
-1
1
–
0
0
0
1
0
3
-1
-7
–
0
16
1
–
0
1
-1
1
–
-6
5
0
-4
-5
-4
2
-1
0
1
-1
0
0
0
1
1
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
0
0
16
1
0
0
0
0
21
0
0
0
0
0
1
1
6
7 d)
17
62
4
9
-9
17
-9
16
5.694
0,21
42
1
2
1
–
4
4
5
1
2
-3
0
0
-2
-2
-1
-4
–
7
1
-8
4
–
4.344
4.675
4.332
0,10
0,24
0,17
Toelichting:
Vetgedrukt : standaarddeviatie < 0,5%;
Lichtgedrukt : 0,5% < standaarddeviatie < 3%;
–
: standaarddeviatie > 3%.
a) In feite is een regressie uitgevoerd van de logaritme van een plus de koopkrachtmutatie.
b) Ter wille van de aansluiting op de overige tabellen zijn de regressiecoefficienten van de dummyvariabelen uitgedrukt in procenten per jaar. Het totale effect van bij voorbeeld
pensionering is dus naar verwachting ougeveer het dubbele van hetgeen in de tabel vermeld is.
c) Ten gevolge van de selectie op inkomen groter dan de halve netto AOW-uitkering is het aandeel van de eerste 25%-groep kleiner dan 25%.
d) Dit cijfer betekent dus dat 7% van alle Nederlandsepereonen tot een eenpersoonshuishouden behoort. Dit cijfer moet worden onderscheiden van het aandeel van 21 % dat de
eenpersoonshuishoudens hebben in het totaal aantal huishoudens in Nederland. lets soortgelijks geldt voor de andere typen huishouden.
tegorie in het statische overzicht niet voor kunnen komen.
De resultaten tonen op fraaie wijze de grote invloed van wijzigingen in de sociaal-economische categorie. De overgang naar
de categorie gepensioneerden of arbeidsongeschikten leidt bij
voorbeeld in de meeste gevallen tot een forse koopkrachtdaling.
Hierbij moet nog worden bedacht dat, ter wille van de aansluiting op de overige tabellen, de regressiecoefficienten van de
dummyvariabelen zijn uitgedrukt in procenten per jaar, zodat
het totale effect van bij voorbeeld de pensionering naar verwachting ongeveer het dubbele is van hetgeen in de tabel is vermeld.
wat andere wijze zijn vervaardigd dan tot dusver gebruikelijk
was. In de eerste plaats is een,,dynamisch” plaatje samengesteld
op basis van waargenomen inkomensgegevens uit een panel van
individuen.-In dit plaatje komen alle inkomensmutaties tot uitdrukking, dus ook mutaties ten gevolge van veranderingen in de
huishoudenssamenstelling, in de werkkring, in de leeftijd enz.
Naast het dynamische is ook een ,,statisch” plaatje samengesteld. Hierin zijn de sociaal-economische en demografische kenrnerken van de waargenomen huishoudens zoveel mogelijk constant gehouden, zodat de laatstgenoemde veranderingen er niet
in tot uitdrukking komen. Het statische cijfer meet dus de koopkrachtverandering van de posities die mensen innemen, terwijl
Besluit
het dynamische cijfer een maat is voor de koopkrachtverandering van individuen, die mogelijk van positie zijn veranderd.
In dit artikel zijn koopkrachtplaatjes gepresenteerd die op een
ESB 27-3-1985
Wanneer we de door ons berekende mediane mutaties verge295
lijken met de door het CBS berekende netto loonontwikkeling,
of met de door het Centraal Planbureau berekende koopkrachtplaatjes 11), dan blijken de verschillen over het algemeen beperkt te zijn. Het rekening houden met niet onbelangrijke inkomensbestanddelen als de rente van hypothecate leningen voor
de eigen woning leidt niet tot duidelijk andere uitkomsten wat
betreft de mediane mutatie. Het belangrijkste verschil is wellicht
nog de leeftijdsgebonden loonstijging in het dynamische cijfer,
die in geen der traditionele koopkrachtplaatjes tot uitdrukking
komt en die waarschijnlijk is geconcentreerd bij de werknemers
in de hogere inkomensklassen.
De verschillen met de traditionale koopkrachtplaatjes zijn
echter groter wanneer we ook de spreiding van de mutaties in
ogenschouw nemen. De spreiding van de werkelijke, dynamische, koopkrachtmutaties blijkt ongeveer vijf maal zo groot te
zijn als de spreiding volgens de modelberekeningen van het statische cijfer. Anders geformuleerd, meer dan driekwart van de
spreiding in koopkrachtmutaties wordt veroorzaakt door veranderingen in sociaal-economische en demografische posities van
huishoudens, en minder dan een kwart door veranderingen in
grootheden als het inkomstenbelastingtarief, de sociale-zekerheidpremies, de rentevoeten, de bruto lonen, de prijzen enz.
Het resulterende beeld toont een niet te verwaarlozen dynamiek in de inkomensverdeling 12). Ten gevolge van wijzigingen
in het arbeidsaanbod, kinderen die worden geboren of het huis
uitgaan, pensionering enz., outstaan veranderingen in het huishoudensinkomen die vaak aanzienlijk groter zijn dan de veranderingen ten gevolge van wijzigingen in het stelsel van belastingen en sociale zekerheid. In de eerder genoemde uitgebreide publikatie zullen we nader ingaan op de omvang van de dynamiek.
Een belangrijke relativering ten aanzien van, met name, de dynamische cijfers, heeft betrekking op de vrijwilligheid van veel
koopkrachtbepalende handelingen. Voorbeelden hiervan zijn
vrijwillige arbeidstijdverkortiug met bijbehorende inkomensdaling, vrijwillige besparingen met later een koopkrachtstijging als
gevolg van de rente-inkomsten, de keuze tussen het huren en kopen van een woning en veel beslissingen op het gebied van huishoudensvorming en sociaal-economische activiteit. Het is te verdedigen dat, althans voor bij voorbeeld beleidsdoeleinden, de
gevolgen van dergelijke beslissingen niet in het koopkrachtcijfer
tot uitdrukking behoren te komen. Voor de toekomst lijkt dit
dan ook een belangrijk aandachtspunt.
Een beperking van de in dit artikel gepresenteerde koopkrachtstatistieken is dat zij slechts betrekking hebben op de periode tot 1983 voor het statische plaatje en tot 1981 voor het dynamische plaatje. Recentere gegevens waren nog niet beschikbaar.
Naar verwachting zal het echter in de toekomst mogelijk zijn
meer actuele informatie te presenteren, zowel wat betreft het dynamische als wat betreft het statische plaatje. Bij het dynamische
plaatje gaan de gedachten in de richting van een panel dat speciaal gericht is op het meten van inkomensontwikkelingen. Met
zo’n panel kan het moeizame koppelen van personen die bij toeval in twee bestanden aanwezig zijn worden voorkomen. Hierbij
wordt zowel gedacht aan enquetegegevens (het SociaalEconomisch Panelonderzoek waarmee het CBS in 1984 is aangevangen), als aan gegevens afkomstig uit administraties.
Ook wat betreft het statische plaatje ligt een vervolg door het
CBS in de rede. Aan de hand van actuelere indexcijfers en institutionele gegevens is het mogelijk de actualiseringsprocedure
door te zetten naar recentere jaren. Interessant is overigens dat
dit behalve actuelere informatie over inkomensontwikkelingen
ook actuelere informatie over inkomensniveaus kan leveren.
Wellicht kan het einddoel van actuele en systematische informatie over inkomen, arbeidsaanbod en huishoudenssamenstelling
van individuen en huishoudens via dit soort methoden binnen
handbereik komen.
Huib van de Stadt Arie ten Gate
Anco Hundepool WouterKeller
11) Zie bij voorbeeld M. van Schaaijk, Het koopkrachtoverzicht, ESB,
13juli 1983.
12) Deze conclusie is overigens geenszins uniek voor onderzoek gebaseerd op panelgegevens. In hun besprekingen van de resultaten van de
Panel Study of Income Dynamics van de Universiteit van Michigan, benadrukken Morgan en Duncan dat de dynamiek in veel opzichten aanzienlijk groter is dan zij hadden verwacht.
296