Ga direct naar de content

Ombuigingen in de sociale zekerheid, arbeidsparticipatie en inkomensverdeling

Geplaatst als type:
Gepubliceerd om: mei 1 1985

Ombuigingen in de sociale zekerheid,
arbeidsparticipatie en
inkomensverdeling
DRS. K.P. GOUDSWAARD – DRS. PH. R. DE JONG*

Vanaf 1983 zijn er aanzienlijke kortingen op de uitkeringen van de sociale zekerheid doorgevoerd. Met
doel van de kortingen is het overheidsbudget direct of indirect te ontlasten en de collectievelastendruk te verminderen. De toegepaste en voorgestelde kortingen hebben echter niet alleen macroeconomische gevolgen, maar lokken ook reacties uit op micro-niveau. In dit artikel worden de
gevolgen van deze bezuinigingen op micro-niveau geanalyseerd. Daartoe is een model opgesteld
waarmee het effect van de uitkeringshoogte op de individuele participatiekans en de gevolgen voor de
personele inkomensverdeling worden geschat. Tussen 1983 en 1986 is, zo concluderen de auteurs, de
arbeidsmarktparticipatie naar schatting met 1,5% gestegen, en is de totale inkomensongelijkheid 3 a
4% toegenomen. De ongelijkheid tussen ontvangers van een uitkering en werkenden is met ruim 63%
zeer sterk toegenomen.

Inleiding
De financiering van de sociale zekerheid brengt al gedurende
vele jaren aanzienlijke economische en budgettaire problemen
met zich mee. Vanaf het midden van de jaren zeventig is getracht
om de forse groei van de sociale-zekerheidsuitgaven af te remmen door incidentele maatregelen 1). Een duidelijke ombuiging
van deze groei heeft echter tot 1983 nog niet plaatsgevonden,
deels omdat de politieke mogelijkheden om de voorgestelde
maatregelen te realiseren steeds weer beperkt bleken te zijn,
deels omdat demografische en economische omstandigheden
hebben geleid tot een sterk toegenomen beroep op diverse regelingen. Het huidige kabinet heeft in deze ontwikkelingen aanleiding gezien tot meer ingrijpende bezuinigingen in de sfeer van de
sociale zekerheid. Vanaf 1983 vinden er vooruitlopend op, of in
het kader van de stelselwijziging sociale zekerheid aanzienlijke
kortingen op de uitkeringen plaats. Deze kortingen worden
doorgevoerd met het oog op budgettaire en macro-economische
doelstellingen. De maatregelen zijn echter dermate ingrijpend
dat ook aanzienlijke micro-economische effecten kunnen worden verwacht.
In dit artikel worden twee gevolgen van de bezuinigingen centraal gesteld die in de publieke discussie een belangrijke rol spelen. Ten eerste zal worden getracht op micro-niveau het effect
van de ombuigingen op de arbeidsparticipatie te schatten. Daartoe wordt een model opgesteld ter bepaling van het effect van de
uitkeringshoogte (en het arbeidsinkomen) op de individuele participatiekans. Ten tweede worden de gevolgen voor de personele
inkomensverdeling geschat. Daarbij is 1983 als basisjaar gekozen. Met behulp van micro-simulatie wordt geschat welke veranderingen ten opzichte van de basissituatie door mutaties in de
koopkracht tussen 1983 en 1986 teweeggebracht worden 2).
Achtereenvolgens wordt een beschrijving gegeven van de data,
het participatiemodel, en de simulatie van de veranderingen in
participatie en inkomensverdeling. Afsluitend volgen enige conclusies.
Dedata
Voor de analyses is gebruik gemaakt van het Leefsituatie OnESB 8-5-1985

derzoek (LSO) uit 1980 van het Centraal Bureau voor de Statistiek. Deze steekproef bevat 3.238 inkomenstrekkers van wie het
netto individuele jaarinkomen, de voornaamste inkomensbron
en een aantal sociale en demografische kenmerken bekend zijn.
Tabel 1 geeft een overzicht van de verdeling van enige van deze
karakteristieken voor diverse groepen inkomenstrekkers in
1980.
Ontvangers van een uitkering zijn gemiddeld ouder, hebben
kleinere huishoudens, een lagere opleiding, en een slechtere gezondheid dan werkenden. Binnen de groep uitkeringstrekkers
hebben de ontvangers van een bovenminimale uitkering gemiddeld een hogere leeftijd en een slechtere gezondheid dan de ontvangers van een minimumuitkering. Als gevolg van wettelijke
criteria zijn uitkeringstrekkers relatief dikwijls hoofdkostwinner of alleenverdiener. Het hoge aandeel van vrouwen in de
groep ontvangers van een minimumuitkering is gevolg van hun
oververtegenwoordiging in AAW en bijstand.
Ten behoeve van de bepaling van de inkomensverdeling voor
1983 tot en met 1986 is de steekproef representatief gemaakt
voor de situatie in het basisjaar 1983. Hiertoe hebben twee aanpassingen plaatsgevonden. In de eerste plaats is de steekproef
herwogen om te corrigeren voor zowel de ondervertegenwoordi-

* De auteurs zijn verbonden aan het Centrum voor Onderzoek van de
Economic van de Publieke Sector, Rijksuniversiteit Leiden. Dit artikel
vormt een bewerking van een paper, gepresenteerd op een Internationale
conferentie met als thema „ Income Transfer Policies and the Economic
Well-Being of the Poor”, Bellagio (Italie), 14-18 mei 1984. Specialedank
gaat uit naar Liekele Sijstermans voor zijn computer-assistentie, en naar
Leo Aarts, Jacques van der Gaag, Victor Halberstadt, Eugene Smolensky, Huib van de Stadt en Barbara Wolfe voor hun waardevolle
opmerkingen.
1) Vgl. Studiegroep Begrotingsruimte, Beheersbaarheid van decollectieve uitgaven, ‘s-Gravenhage, 1983, hoofdstuk 7.
2) Deze methode is ook gehanteerd door het Sociaal en Cultureel Planbureau in een soortgelijke analyse. Vgl. Sociaal en Cultureel Planbureau,
Enkele gevolgen van de stelselherziening sociale zekerheid, Stukwerk
1984, nr. 21. Het SCP beperkt zich tot beschrijvende simulates, terwijl
bier ook gedragsreacties worden geschat. Zie ook C.A. de Kam en C.J.
Wiebrens, Personele inkomensverdeling en wijzigingen van het stelsel
van sociale zekerheid, Beleid en Maatschappij, 1983, nr. 1-2, biz. 2-13.
451

Tabel 1. Enige karakteristieken van de inkomenstrekkers in

LSO 1980 (procenten)
Inkomensbron
minimum
uitkering AOW
Aantal leden huishouden:
1
2
3
>3

30

13

boven- ambteminimale narenuitkering salaris

loon
part,
sector

9
28

De bovenminimale uitkeringen worden in deze drie jaren het

totaal

29
28

38
47
9
6

10
28
21
41

45

23
17
52

Leeftijd: 17-30
30-50
50-65
> 65

28
34
38
0

0
0
0
100

10
30
60
0

33
52
15
0

33
52
15
0

25
40
20
15

Opleiding: laag 1
2
3
hoog 4

49
34
14
3

58
18

36
35
25
4

8

22

18
31

33
37

37
14

27
28
30
15

Kostwinner en alleenverdiener: 0
1

42
58

23
77

41
59

52
48

57
43

48
52

Geslacht: man
vrouw

37
63

59
41

83
17

74
26

74
26

69
31

15
21
19
45

19
28
20

6

18

35
36
16

34
36
16
14

slerksl getroffen, maar ook voor de overige inkomenstrekkers in
de publieke sector wordt voor 1986, evenals in 1984 hel geval
was, een koopkrachldaling voorzien. Voor de reeel beschikbare
lonen wordt voor 1985 en 1986 een stijging verondersleld mel na-

14
29

28
32
17
23

8

18

17

40

form de koopkrachlmulaiies tussen 1980 en 1983 voor de verschillende inkomensgroepen en -klassen.
Voor de jaren 1984-1986 zijn de gerealiseerde respeclievelijk
veronderslelde wijzigingen in de reeel beschikbare inkomens
weergegeven in label 3.

.

me als gevolg van de bezuinigingen op de sociale-verzekerings-

uitgaven, die een premieverlaging met zich mee brengen.

0
1

Aantal klachten over de
gezondheid:
0
1-2
3-4
>4

17

7

33

19
57

13

Tabel 2. Procentuele verdeling van de inkomenstrekkers naar
voornaamste inkomensbron
Populatie

LSO
1980

Arbeidsinkomen
Uitkeringen
waarvan:
– WW, WWV
– WAO, AAW
– AOW, AWW
– bijstand, RWW
Totaal aantal inkomenstrekkers

1980

1983

74
26

66

60
40

2
5
17
1

2
9
20

3

5
9
20
6

3.238

7.580.000

7.800.00

34

Uilkeringen en arbeidsparticipatie

Het huidige kabinet lijkl doelbewusl een vergroling van de afsland tussen uitkeringen en arbeidsinkomens in de marklsector
na te slreven. De bovenminimale uitkeringen worden verlaagd
tol 70% van hel laalsl verdiende loon, terwijl de koopkracht van
minimumuilkeringen en ambtenarensalarissen, die in 1984 al gedaald is, in 1985 op zijn best gehandhaafd blijft, en in 1986
waarschijnlijk verder verlaagd wordt (zie label 3). Daarlegeno-

ver slaal een loename van de koopkracht van arbeidsinkomens
in de marktsector.

De vraag is of, en in hoeverre een dergelijke inkomenspolitiek
op hel arbeidsparlicipaliegedrag van invloed zal zijn. Om dit le
onderzoeken is een model voor de individuele parlicipaliekans
vereist. In afwijking van wat le doen gebruikelijk is, dienl parlicipalie daarbij gedefinieerd le worden als hel hebben van een arbeidsloon als belangrijksle (individuele) inkomensbron 3). Nonparticipatie wordl gelijkgesleld aan hel hebben van een werkloosheids- of arbeidsongeschiklheidsuilkering (WW, WWV.
RWW respectievelijk AAW/WAO) als hoofdbron.
Het al of.niet parliciperen – dal wil zeggen hel feilelijk waar-

genomen parlicipaliegedrag – wordl afhankelijk verondersleld
van enerzijds de parlicipaiiegeneigdheid en anderzijds de mogelijkheden om aan die geneigdheid gevolg le geven. Volgens hel
micro-economische arbeidsaanbodmodel zullen de door hel kabinel beoogde divergenlies lussen lonen en uilkeringen de parlicipaiiegeneigdheid in dubbele zin posilief be’invloeden. En wel
omdal:
– slijging van de ree’le lonen (LY) bij gelijkblijvende uilkeringen een positief effecl heefl vanwege de dominantie van het
(positieve) subslilulie-effect over het (negatieve) inkomenseffecl;
— daling van de ree’le uitkeringen (TY) alleen een (posilief) in-

Tabel 3. Procentuele veranderingen in reeel beschikbare inkomens 1984-1986

Naar veronderslelling wordl de voorkeur voor arbeidsparlici1984 a)

Minimum-uitkering/minimumloon
Echte minima
Bovenminimale uitkeringen c)
Ambtenarensalarissen
Lonen particuliere sector

1985 a)

1986 b)

-3
-1,5
-4
-3
– 1

0
-2
-5
0
2

-3
-3
-5
-3
2

a) De cijfers voor 1984 en 1985 zijn met name gebaseerd op de Notitie inkomensbeleid 198}, Tweede Kamer, vergaderjaar 1984-1985, 18 611, nr. 2.
b) De cijfers voor 1986 vormen veronderstellingen onder meer gebaseerd op de ombuigingstaakstelling voor de sociale zekerheid en de ambtenarensalarissen voortvloeiend uit het regeerakkoord. Tevens is er van uitgegaan dat de echte minima geen
koopkrachttoeslag meer krijgen in 1986, en dat de premieverlaging als gevotg van de
ombuigingen doorwerkt in het reeel beschikbare loon.
c) Het betreft de WAO, WW en WWV. Met uitkeringen in het kader van de Ziektewet kon geen rekening worden gehouden.

ging van ontvangers van uitkeringen in de steekproef als de sterke groei van het aantal uitkeringen tussen 1980 en 1983 (zie label
2).
Zoals label 2 laat zien, zijn in de sleekproef vooral arbeidson-

geschiklen en bijslandstrekkers onderverlegenwoordigd en
heefl de groei lussen 1980 en 1983 zoals bekend vooral betrekking op werkloosheidsuilkeringen (WW, WWV, RWW). In de
Iweede plaats zijn de reeel beschikbare inkomens gewijzigd con452

komenseffect heefl 4).
patie, behalve door financiele prikkels ook bepaald door een
aanlal achtergrondkenmerken, zoals leeftijd, geslacht, burgerlijke slaal, kindertal, woonplaats en opleiding. Deze demografische variabelen kunnen worden gezien als indicatoren van de
persoonlijke voorkeur van belrokkene en van de inkomensbehoeflen van hel huishouden waarloe hij of zij behoorl.
Hel zou echler onjuisl zijn le veronderslellen dal mensen hun
voorkeur voor loon of uilkering vrijelijk kunnen volgen. De realisatiemogelijkheden van individuele voorkeuren worden pri-

mair beperkt doordat onvoldoende (passende) banen beschikbaar zijn. Bij dwarsdoorsnedegegevens kan hiermee rekening
worden gehouden door regionale en beroepsgewijze verschillen
in werkgelegenheid le hanleren. Bij gebrek aan een beroepencodering in de LSO-data moeten we ons beperken lot hel provinciale werkloosheidspercenlage (WP) als maal voor de varialie in
hel aanbodoverschot op de arbeidsmarkt. Wel kunnen we in dit

3) Gebruikelijk is om alle leden van de beroepsbevolking, dus werkenden en werkzoekenden, als aanbieders van arbeid te tellen en alle andere
personen in de relevante leeftijdsklassen (arbeidsongeschikten, studenten, huisvrouwen) als non-participanten.
4) Zie voor een uitvoerig overzicht van recente arbeidsaanbodmodellen

M. Killingsworth, Labor supply, Cambridge University Press, Cambridge (Mass.), 1983.

verband gebruik maken van de eerder genoemde
achtergrondkenmerken als indicatoren van een meer of minder
kwetsbare positie op de arbeidsmarkt. De realisatie van een bepaalde voorkeur kan voorts gefrustreerd worden door gezondheidsklachten (GEZ). Een slechte gezondheid belemmert partici-

patie in fysieke of psychische zin, maar kan bovendien voor
werkgevers een signaal zijn voor lage produktiviteit.
De vergelijking voor de participatiekans (P) laat zich nu
schrijven als:
P( = f(LYi, TYj, Xj, WPj, GEZj)

(1)

waarbij Xj de bij het i-de individu behorende vector van achtergrondkenmerken is 5).
De individuele kanswaarden Pj zijn natuurlijk niel waarneembaar. Wat gemeten wordt, is een binaire variabele, die de
waarde 1 aanneemt voor personen met een arbeidsinkomen (participanten) en 0 is voor ontvangers van een van de genoemde uitkeringen (non-participanten). Per definitie geldt dat waarnemingen van LY ontbreken bij uitkeringsgerechtigden en dat TY

afwezig is bij werkenden. Dit betekent dat de aanwezigheid van
een bepaalde inkomenswaarneming afhangt van de waarde van
de te verklaren, dus endogene, participatievariabele. Om nu tot
een schatbare vorm van vergelijking (1) te komen zijn voor alle
steekproefpersonen verwachte bedragen berekend van zowel
hun (potentiele) arbeidsinkomen als hun (potentiele) uitkeringsinkomen. Hiertoe zijn twee inkomensregressies uitgevoerd,
waarbij resp. de feitelijke arbeidsinkomsten en de uitkeringsinkomens gerelateerd zijn aan een aantal relevante achtergrondkenmerken. Vervolgens zijn zowel aan participanten als aan
non-participanten een verwacht arbeidsinkomen en een verwacht uitkeringsbedrag toegekend door zijn of haar individuele
achtergrondkenmerken te substitueren in de twee geschatte inkomensvergelijkingen 6). De schattingsresultaten voor het participatiemodel zoals weergegeven in vgl. (1) staan vermeld in label
4.

Tabel 4. Elasticiteiten van een aantal factoren die de participatiekans bepalen, op basis van LSO 1980-gegevens
Verwacht arbeidsinkomen

Verwacht uitkeringsbedrag
Leeftijd
Opleiding a)

Gehuwd
Partner heeft geen inkomen
Aantal kinderen
Urbanisatiegraad b)
Provinciaal werkloosheidspercentage
Gezondheidsklachten c)
Aantal waarnemingen

Percentage participanten

Elasticiteit
0,40*
-0,25*
-0,38*
0,13*
0,01
0,02
-0,00
0,03
-0,06*
-0,05*
2120
88,6

* Significant op 5%-niveau.
a) Variabele loop! van 1 (laag) tot 5 (hoog). In de regressie is ook een interactieterm
leeftijd x opleiding opgenomen, Het effect hiervan is verwerkt in de elasticiteit van
de opleiding.
b) Variabele loopt van 1 (platteland) tot 5 (grote steden).
c) Variabele loopt van 0 tot 13 klachten volgens de VOEG-schaal.

We vermelden elasticiteiten om de effecten van de verschillende variabelen onderling vergelijkbaar te maken. De resultaten
moeten om een aantal redenen met voorzichtigheid worden gei’nterpreteerd. Ten eerste is de gebruikte schattingsmethode niet
optimaal 7). Ten tweede zijn verschillende soorten uitkeringen
samengenomen in een variabele. Het is waarschijnlijk dat voor
(jonge) RWW’ers een andere elasticiteit geldt dan voor (oudere)
WAO’ers. De gebruikte gegevens lieten echter geen onderscheid
toe naar afzonderlijke soorten uitkeringen. De elasticiteit van de
verwachte uitkeringen is dus niet meer dan een tentatieve schatting van een globaal gemiddelde. Ten derde wordt met de hier gebruikte afhankelijke variabele vanzelfsprekend alleen officiele
– en dus registreerbare — arbeidsparticipatie gemeten. Naarmate deelname aan het officieuze circuit een belangrijker rol
speelt, wordt de uitkeringselasticiteit sterker onderschat.
Deze beperkingen in aanmerking genomen, geven de resultaESB 8-5-1985

ten aan dat financiele prikkels, naast leeftijd en opleiding, de individuele participatiekans in belangrijke mate be’invloeden. De
tekens van de inkomens- en uitkeringselasticiteiten zijn bovendien in overeenstemming met de ter zake gemaakte veronderstellingen. Zo vinden we een uitkeringselasticiteit van -0,25. Dit

betekent dat een dating van de verwachte uitkeringshoogte met
10%, via een vergroting van de participatiegeneigdheid, leidt tot

een toename van de gemiddelde participatiekans met 2,5%.
Op grond van deze resultaten kan aangenomen worden dat de
vergroting van de afstand tussen de uitkeringen en de arbeidsin-

komens over de periode 1983-1986 (conform label 3) eveneens
een hogere participatiekans tot gevolg heeft. Ten einde de omvang van deze gedragsreaclies le schailen is de volgende weg bewandeld. Eersl zijn op de waargenomen sleekproefinkomens
voor 1980 koopkrachlmulalies aangebrachl, waardoor inkomens voor 1983 en 1986 gecreeerd zijn. Aangezien hel model
geen betrekking heeft op feilelijke inkomens zijn vervolgens
voor 1983 en 1986 wederom verwachte arbeidsinkomens en uitkeringen berekend mel behulp van dezelfde procedure als beschreven voor 1980 8). Mel behulp van deze nieuwe berekende
inkomens kan de verandering van de participatiekans binnen het
model gesimuleerd worden. Substilutie van de verwachte inkomens voor 1983 en 1986 in vergelijking (1) levert voorspellingen
van de individuele parlicipatiekans voor 1983 en 1986 op 9).

Daarbij zijn de overige factoren conslanl gehouden op hun in
1980 waargenomen sleekproefwaarden. Hel resullaat van deze
simulatie is dal de gemiddelde parlicipatiekans uitsluitend ten
gevolge van koopkrachtmutaties lussen 1983 en 1986 mel 1,5%
zou loenemen.
De vraag rijsl hoe dit resultaal moel worden gei’nterpreleerd.
Een verlaling naar macro-economische arbeidsparlicipalie is na-

luurlijk niel zonder meer mogelijk. Immers, de feilelijke macroarbeidsparlicipaiie wordl niel alleen door parlicipaliegeneigdheid bepaald, maar ook door de vraag naar arbeid. Vraag en
aanbod bepalen in onderlinge wisselwerking de werkgelegenheid, dal wil zeggen de feilelijk gerealiseerde parlicipalie. De gedragseffeclen die voorlkomen uil hel gehanteerde slatische
micro-model kunnen dus uitsluitend als macro-effecl gei’soleerd
worden door aan le nemen dal er voldoende niel geeffeclueerde
vraag naar arbeid is om het door koopkrachtonlwikkelingen
toenemende arbeidsaanbod te absorberen. Onder deze veronderslelling zou de arbeidsparlicipalie lussen 1983 en 1986 slijgen
mel 1,5%, hetgeen overeenkomt mel circa 70.000 personen.
Overigens, ook bij een gunslige onlwikkeling van de vraag naar
arbeid leverl deze simulalie geen voorspelling van de feilelijk le
verwachten ontwikkeling van de arbeidsparlicipalie in procenlen van de gehele beroepsbevolking tussen 1983 en 1986. Immers, in deze exercitie is verondersleld dat de beroepsbevolking

5) Voor Nederland (en voor de Verenigde Staten) is een soortgelijk model, met andere specificaties, geschat in B.L. Wolfe, Ph.R. de Jong,

R.H. Haveman, V. Halberstadt en K.P. Goudswaard, Income transfers
and work effort: The Netherlands and the United States in the 1970’s,
Kyklos, jg. 37, 1984, nr. 4, biz. 609-637.

6) Deze verwachte bedragen zijn berekend met behulp van afzonderlijke
regressies op log LY en log TY. Daarbij is gecorrigeerd voor de systematische endogene selectiviteit in de aan-(af)wezigheid van inkomens en uitkeringen. De correctietermen zijn verkregen uit een probitschatting van
de herleide vorm van het participatiemodel. Zie voor een meer gedetailleerde beschrijving van methode, specificaties en schattingsresultaten: K.
Goudswaard en Ph. de Jong, The distributional impact of current income transfer policies in the Netherlands, Centrum voor Onderzoek van de
Economic van de Publieke Sector, rapport 84.06, Leiden, 1984. De gebruikte procedure is ontleend aan L.F. Lee, Identification and estimation in binary choice models with limited dependent variables, Econometrica, jg. 47, nr. 4, biz. 977-996.
7) De vermelde resultaten zijn gebaseerd op OLS-regressie, hoewel probit (of logit) de voorkeur verdient bij een binaire afhankelijke. Probitschatting leverde echter geen empirisch interpreteerbare resultaten,
waarschijnlijk omdat de te verklaren variabele erg scheef verdeeld is. De
regressies zijn gedaan op het ongewogen bestand.
8) Gemiddeld genomen stijgt het feele, verwachte arbeidsinkomen met
1 % en dalen de ree’le, verwachte uitkeringen met 5% tussen 1983 en 1986.
9) Volgens: PN = 0, + |3,LYic + /J2TYh + y’Z.- Z,’ = |X,, WPr, GEZ,!)
t is respectievelijk 1983 en 1986. Hierbij wordt dus aangenomen dat de
voor 1980 geschatte elasticiteiten (/S en 7) in de tijd constant blijven.

453

naar omvang en samenstelling gelijk blijft. Met name de geduri-

ge toename van het aantal schoolverlaters maakt deze veronderstelling onder de huidige omstandigheden weinig realistisch.
Wljzigingen in de inkomensverdeling

De geschetste inkomensontwikkelingen hebben niet alleen gevolgen voor het arbeidsmarktgedrag, maar be’invloeden ook de
inkomensverdeling. Om veranderingen in de inkomensverdeling
te kunnen vaststellen is het noodzakelijk eerst de inkomenseenheid, het inkomensbegrip en de vergelijkingsbasis te kiezen 10).
Uitgangspunt is hier het individuele netto secundaire jaarinkomen 11). De vergelijking vindt plaats tussen de secundaire inkomensverdeling binnen de herwogen steekproef voor en na de
inkomensmutaties conform label 3, waarbij vooralsnog geen rekening wordt gehouden met gedragsreacties. Als ongelijkheidsmaatstaf hebben wij de Theil-index gekozen. Deze maakt het

mogelijk niet alleen veranderingen in de totale ongelijkheid
maar ook veranderingen in de ongelijkheid tussen groepen te
meten 12). In label 5 wordt een overzichl gegeven van de gesimuleerde wijzigingen in de personele inkomensverdeling.

Samenvatting en conclusie

De recente en voor de nabije toekomsl le verwachlen bezuinigingen in de sociale-zekerheidsuitgaven lijken ook op microeconomisch vlak gevolgen le hebben. Tussen 1983 en 1986 zou
de arbeidsparticipatie – bij voldoende vraag naar arbeid en
overigens gelijk blijvende omslandigheden – door de vergroling van de afsland tussen uitkeringen en arbeidsinkomens mel
circa 1,5% slijgen. Deze gedragsreaclies vloeien met name voorl
uil de verlaging van de uilkeringen.
Hierdoor Ireden ook wijzigingen in de inkomensverdeling op.

Naar schalling neemt lussen 1983 en 1986 de totale ongelijkheid
als gevolg van de verschillende inkomensmaatregelen met 4%
loe. Indien de secundaire effeclen van een loenemende arbeidsparlicipalie op de inkomensverdeling verdisconieerd worden,
groeil de ongelijkheid mel 3% in plaats van 4%. Aanzienlijk
pregnanler is de groeiende inkomenskloof lussen onlvangers
van een uilkering en werkenden. De ongelijkheid tussen deze
.twee groepen neemt mel ruim 63% loe, ook als rekening wordl
gehouden mel gedragseffeclen.
De beleidsrelevantie van de gedragsreacties wordt onder de
huidige omslandigheden beperkl door hel overheersende effecl
van een loenemend arbeidsaanbod als gevolg van demografische

Tabel 5. Mutaties in de inkomensongelijkheid 1983-1986
Procentuele

Procentuele

Theilindex

tolaal
1983
1984
1985
1986

mutatie

tussen la)

0,1439
0,1439

1983
_
—

0,0142
0,0147

t.o.v.
1983
—
3,5

0,1459
0,1459

1,4
3,9

0,0177
0,0213

24,6
50,0

t.o.v.

Theilindex

mutatie

Procentuele
mutatie
t.o.v.
tussen 2b)
1983
—
0,0121
0,0132
9,1
Theilindex

0,0162
0,0198

facloren, en een hooguil geringe loename van de vraag naar arbeid. Nieltemin mogen gedragseffeclen, gezien hun theoretische
en empirische belekenis, niel a priori veronachlzaamd worden.
In dil arlikel is gelrachl voor Nederland een aanzel le geven lol
empirische onderbouwing van dergelijke readies.

Kees Goudswaard

Philip de Jong

33,9
63,6

a) Geeft de ongelijkheid tussen uitkeringstrekkers enerzijds en werkenden anderzijds weer.
b) Geeft de ongelijkheid tussen uitkeringstrekkers exclusief AOW’ers enerzijds en
werkenden anderzijds weer.

10) Zie bij voorbeeld S. Danziger, R. Haveman en R. Plotnick, How in-

come transfer programs affect work, savings, and the income distribution: a critical review, Journal of Economic Literature, jg. 19, September

De ombuigingen in de sociale zekerheid in samenhang met de
overige inkomensmulalies veroorzaken lussen 1983 en 1986
slechis een geringe loename van de lolale ongelijkheid met 3,9
procent 13). Hiertegenover slaal een forse loename van de ongelijkheid lussen uilkeringslrekkers enerzijds en werkenden anderzijds. Deze neeml lussen 1983 en 1986 mel 50% loe. Lalen we de
AOW’ers builen beschouwing, dan bedraagl de loename zelfs
63,6%.

De groeiende kloof tussen uilkerings- en arbeidsinkomens
wordl in belangrijke male veroorzaakl door de drastische verla-

ging van de bovenminimale uilkeringen. Deze verlaging leidl
verder lol een slijging van het aanlal uilkeringslrekkers mel

slechis een minimumuilkering. Binnen de sleekproef slijgt hel
aandeel van de minima in hel uilkeringsbesland (exclusief
AOW) als gevolg van de gesimuleerde korlingen van 65 procenl
in 1983 lol 75 procenl in 1986.

Bij de berekening van de mulalies in de inkomensongelijkheid
is geen rekening gehouden mel de eerder geschalle gedragsreaclies op koopkrachlveranderingen. De gevonden loename van de
arbeidsparlicipatie brengt echter naar verwachting een secundair effect op de inkomensverdeling met zich mee 14). Dit effect
is, uitgaande van hel door ons gehanleerde model, als volgl le
berekenen. Conform de resullalen gaal een deel van de uilkeringslrekkers (10,8%) over naar de groep werkenden, zodanig
dal de arbeidsparlicipalie mel 1,5% slijgl. Hel belreft hier die
non-participanien die in 1983 de hoogsle voorspelde participaliekans hebben. Vervolgens is aan ieder van hen een verwachl arbeidsinkomen loegekend, dat is bepaald met behulp van de eerder vermelde regressie op hel arbeidsinkomen. Hel resullerende
effecl op de inkomensverdeling is een daling van de Theil-index
voor 1986 mel ruim 1 %. Dil zou impliceren dal circa 25% van de

geschatte loename van de ongelijkheid lussen 1983 en 1986
(3,9%) als gevolg van dil secundaire effecl zou verdwijnen. De
slerke slijging van de ongelijkheid lussen groepen veranderl ech-

ler niet door de gesimuleerde loename van de arbeidsparlicipalie.
454

1981, biz. 975-1028.

11) Hoewel het gebruikelijker is om uit te gaan van het huishouden als
inkomenseenheid, zijn de gegevens ontoereikend om het huishouden in
de analyse te betrekken.

12) De Theil-index is gedefinieerd als:
T = l E In Y/N
Ni=l
Y;

waarin:
N = aantal inkomenstrekkers;
Y = het totale inkomen;
Y; = het individuele inkomen.

De tussengroeps-Theil is gedefinieerd als:
N. , Y/N
N , Y/N
T = _t In ___ + _ET In ___
N
Y./N,
VNT
T

L = de groep met een arbeidsinkomen;
T = de groep met een uitkering.

13) Dit resultaat komt opmerkelijk overeen met een schatting voor de
Verenigde Staten van de verdelingseffecten van Reagans begrotingsbeleid; zie S. Danziger en E. Smolensky, Abrupt changes in social policy:
the ^distributive effects of Reagan’s budget and tax cuts, paper presented for the International Institute of Public Finance conference, Budapest, augustus 22-26, 1983.
14) In een recent overzichtsartikel signaleren Danziger e.a. (1981, op.
cit.) dit probleem in het kader van de vergelijking van de primaire (,,pretransfer”) met de secundaire (,,post-transfer”) inkomensverdeling. Zij
beginnen met een onderscheid te maken in twee soorten gedragsreacties:
in arbeidsparticipatie en in besparingen. Vervolgens stellen zij (op biz.
983) dat de gebruikelijke directe vergelijking tussen de primaire en de secundaire verdeling gebaseerd is op de aanname:,,(…) that transfers elicit
no behavioral responses that would cause income without transfers to deviate from observed pretransfer income (…). To the extent that the availability of transfers induces (individuals) to alter (their labor supply and
savings’ behaviour), estimates of the redistributive effects of transfers
will be biased”. Ten slotte constateren zij (op biz. 1008) dat geen van de
door hen besproken onderzoeken: ,,account for any behavioral respon-

ses (…)”. Met onze poging om dit wel te doen betreden wij dus een nieuw,
zij het moerassig terrein.

Auteurs