Ontwikkelingen in de
inkomensverdeling sinds 1970
DRS. J.P. DE KLEIJN* – DRS. H. VAN DE STADT*
In 1976 publiceerden Pen en Tinbergen in ESB een studie naar de ontwikkeling van de
inkomensongelijkheid tussen 1938 en 1972 waarin zij lieten zien dat de ongelijkheid in die periode
ongeveer is gehalveerd. Consistente gegevens over de latere ontwikkelingen ontbraken tot dusver. In
dit artikel worden meer recente gegevens uit de Inkomensstatistiek van het Centraal Bureau voor de
Statistiek bijeengebracht en besproken. Deze gegevens zijn zo goed mogelijk gecorrigeerd voor de
wijzigingen die die Statistiek in de loop der jaren heeft ondergaan. Uit de resultaten blijkt onder meer
dat de vermindering van de ongelijkheid die zich tussen 1970 en 1982 heeft voorgedaan zich vrijwel
geheel concentreert in de eerste helft van de jaren zeventig.
Inleiding
Ontwikkelingen in de inkomensverdeling mochten zich met
name in de jaren zeventig in Nederland in een warme belangstelling verheugen. Een bekend voorbeeld daarvan is de studie van
Pen en Tinbergen naar de ontwikkeling van de inkomensongelijkheid in Nederland tussen 1938 en 1972 1). Aan de hand van
een vijfentwintigtal maatstaven laten zij zien dat de ongelijkheid
in die periode ongeveer is gehalveerd. Ook door een aantal andere auteurs werden in die jaren studies over ontwikkelingen in de
inkomensverdeling gepubliceerd 2).
In meer recente jaren is de aandacht echter verschoven in de
richting van publikaties over koopkrachtontwikkelingen en over
de inkomensverdeling in een zeker jaar 3). Ontwikkelingen in de
inkomensverdeling over een wat langere termijn dreigen daarmee enigszins onderbelicht te raken. Een van de oorzaken hiervan is wellicht dat de belangrijkste informatiebron, de Inkomensstatistiek van het CBS, in de loop der jaren een aantal wijzigingen heeft ondergaan die de vergelijkbaarheid in de tijd bemoeilijken. De doelstelling van dit artikel is het presenteren van
statistische informatie over de inkomensontwikkelingen sinds
1970, die zo goed mogelijk voor deze wijzigingen is gecorrigeerd.
Deze doelstelling legt noodzakelijkerwijs beperkingen op.
Doordat de nadruk in dit artikel wordt gelegd op de vergelijkbaarheid in de tijd, is een aantal van de gebruikte begrippen niet
optimaal. In de volgende paragraaf komen we hierop terug.
De inhoud van dit artikel is als volgt. Eerst wordt ingegaan op
enkele begrippen en hun beperkingen. Dan besteden we aandacht aan de ontwikkeling van het gemiddelde inkomen. De resultaten worden vervolgens vergeleken met de gebruikelijke
koopkrachtoverzichten van het Centraal Planbureau. Hierna
gaan we in op de ontwikkeling van de inkomensongelijkheid.
Aan de hand van een tweetal maatstaven onderzoeken we of de
door Pen en Tinbergen waargenomen afname van de ongelijkheid zich ook nadien heeft voortgezet. Het artikel wordt afgerond met enige afsluitende opmerkingen.
Enkele begrippen
Toelichtingen bij artikelen over de inkomensverdeling hebben
1004
vaak dezelfde vorm. Eerst wordt uitgebreid beargumenteerd dat
levensduurinkomens een betere vergelijking mogelijk maken
dan inkomens in een zeker jaar, dat rekening moet worden gehouden met allerlei vormen van inkomen in natura en met vermogenswinsten en -verliezen, dat moet worden gecorrigeerd
voor verschillen in huishoudenssamenstelling, enz. Vervolgens
worden cijfers gepresenteerd waarin om een groot aantal legitieme redenen deze verbeteringen niet konden worden aangebracht. Het belangrijkste probleem daarbij is doorgaans een gebrek aan gegevens. Helaas heeft ook dit artikel zich niet geheel
aan deze praktijk kunnen onttrekken.
De gegevens in dit artikel zijn afkomstig uit de Inkomensstatistiek van het CBS. Deze Statistiek is grotendeels gebaseerd op
gegevens uit de administratie van de belastingdienst. De steekproefomvang bedroeg in de meeste jaren zo’n 190.000 a 225.000
inkomenstrekkers; alleen in 1980 en 1982 was de omvang kleiner, nl. 34.000, resp. 22.000 4). Voor dit artikel werd gebruik gemaakt van de Inkomensstatistiek uit de jaren 1970, 1973, 1975,
1977, 1979, 1980, 1981 en 1982.
* Verbonden aan het Centraal Bureau voor de Statistiek, Hoofdafdeling
Statistieken van Inkomen en Consumptie.
1) J. Pen en J. Tinbergen, Hoeveel bedraagtdeinkomensegalisatie sinds
1938? ESB, 15 September 1976, biz. 880-884.
2) G.R. Mustert, Van dubbeltjes en kwartjes, Voorlopige Wetenschappelijke raad voor het regeringsbeleid, 1976; J. Hartog, Inkomensongelijkheid naar beroepsgroepen 1952-1967, ESB, 17 maart 1976, biz.
273-277; A.l.V. Massizo, De persone/e inkomensverdeling 1952-1967,
Monografienr. 19, Centraal Planbureau, 1975 en J.P. deKleijn, De ontwikkeling van de verdeling van personele inkomens, 1970-1973-1975, Sociale maandstatistiek, april 1979, biz. 299-315.
3) M. van Schaaijk, Het koopkrachtoverzicht, ESB, 13 juli 1983, biz.
616-620; H. van de Stadt, A. ten Cate, A.J. Hundepool en W.J. Keller,
Koopkrachtontwikkelingen 1977-1983, ESB, 27 maart 1985, biz.
288-296 en J.G. Odink, De personele inkomensverdeling in Nederland,
Maandschrift Economie, 1983, biz. 15-20.
4) De resultaten van de Inkomensstatistiek worden gepubliceerd in het
Statistisch Bulletin, de Sociaal-economische maandstatistiek en afzonderlijke publikaties. Deze publikaties zijn alle bij het CBS verkrijgbaar.
De gegevens uit dit artikel zijn, in iets andere vorm, eveneens opgenomen
in de Sociaal-economische maandstatistiek van mei 1985.
Als gegevensbron biedt de administratie van de belastingdienst veel voordelen: de gegevens zijn nauwkeurig en gedetailleerd (alle inkomensbestanddelen van het aangifteformulier
Figuur 1. De ontwikkeling van het gemiddelde reeel besteedbare
voor de inkomstenbelasting zijn afzonderlijk bekend) en non-
inkomen (gld. 1982)
respons vormt, anders dan bij persoonsenquetes, nauwelijks een
probleem. Te lage aangiftes vormen in principe wel een pro-
60
inkomen
x 1.000
bleem 5); dit is echter vrijwel onoplosbaar, aangezien het weinig
waarschijnlijk lijkt dat inkomensbestanddelen die voor de in-
komstenbelasting niet worden aangegeven in een persoonsenquete wel worden genoemd. Deze hypothese vindt ondersteuning bij de resultaten van een onlangs gepubliceerde vergelijking
door het CBS van de Inkomensstatistiek met een persoonsenquete, t.w. het Woningbehoeftenonderzoek.
Als inkomensbegrip gebruiken we overal in dit artikel het
besteedbaar inkomen, dat is het inkomen dat na aftrek van loonen inkomstenbelasting en sociale zekerheidspremies (met uitzon-
/
zelfstandigen
Die uitzondering wordt gevormd door de huurwaarde van de
eigen woning en de rente van hypothecaire leningen. Gedurende
de door ons beschouwde periode is de behandeling van deze inkomensbestanddelen gewijzigd: voor 1979 werd geen van beide
in het besteedbaar inkomen betrokken, terwijl sinds dat jaar de
rente van het inkomen wordt afgetrokken en de huurwaarde bij
het inkomen wordt opgeteld 6). De bijgetelde huurwaarde is
overigens de fiscale huurwaarde, die aanzienlijk lager is dan de
economische huurwaarde zoals bij voorbeeld in de Nationale
Rekeningen is opgenomen. Het resultaat van deze definitiewijziging is dat de cijfers een breuk vertonen in 1979. Aangezien de
cijfers voor 1979 volgens beide definities zijn berekend, kon
hiermee in de tabellen en de figuren in de volgende paragrafen
consequent rekening worden gehouden.
\
__ ._ —/
\ ._
40
—— ‘—— —
^—————— “•^.
— ~~
30. werknemers______ ——^______ —————-
dering van de ziekenfondspremie) voor vrije besteding overblijft. Op een uitzondering na willen we hier overigens niet in-
gaan op de precieze invulling van deze algemene omschrijving.
/
SO
==
70
Totaal
niet-beroepsbevolking -— ~
~
10
i
0
1970
i
i
i
i
i
1975
1973
i
i
i
1977
1
1
1979 1980 1981 1982
Tabel 1. Cemiddeld reeel besteedbaar inkomen per sociaaleconomische categoric, in duizenden gld. per jaar
Jaar
Sociaal-economische categoric
Totaal
De inkomenseenheid in dit artikel is bij gehuwden het echtzelfstandigen
werknemers
niet-beroepsbevolking
28,0
30,9
32,8
33,8
35,5
19,5
21,0
22,8
23,7
25,3
27,3
I979(oud)
41,2
43,0
43,1
44,3
52,3
1979(nieuw)
1980
1981
1982
47,9
42,8
42,0
40,1
33,5
33,3
31,7
31,1
25,3
25,0
24,5
23,8
31,9
31,2
29,9
29,1
paar en bij ongehuwden de persoon. Beide eenheden duiden we
met ,,inkomenstrekker” aan, welk begrip een niet geheel bevredigend compromis vormt tussen enerzijds de persoon en ander-
zijds het huishouden (alle personen die gezamenlijk een huishouding voeren). De opzet van de Inkomensstatistieken voor 1977
en de noodzaak de continui’teit van de gegevens te handhaven
maakten het ons echter onmogelijk een geheel bevredigende keuze te doen.
De gegevens in de volgende paragrafen hebben betrekking op
de inkomenstrekkers die gedurende het gehele jaar inkomen ge-
noten. Personen die slechts een deel van het jaar inkomen hadden (b.v. vakantiewerkers, schoolverlaters of immigranten) ko-
1970
1973
1975
1977
29,3
30,7
31,4
33,3
men dus niet in de cijfers voor. Verder zijn ook wezen met uit-
sluitend een wezenpensioen uit de cijfers verwijderd.
De gegevens zijn uitgesplitst naar drie sociaal-economische
categorieen: zelfstandigen, werknemers (incl. werklozen) en de
niet-beroepsbevolking. De bij de werknemers inbegrepen categoric werklozen omvat alleen ontvangers van een WW- of
WWV-uitkering. De niet-beroepsbevolking omvat in de eerste
plaats gepensioneerden, verder arbeidsongeschikten, weduwen,
ontvangers van een bijstanduitkering (inclusief RWW) en rente-
guldens van 1982 7). Voor 1979 is het gemiddelde inkomen volgens beide definities van besteedbaar inkomen berekend. De gegevens uit de label zijn in figuur 1 in beeld gebracht.
Uil de label en de figuur blijkt dal voor alle sociaal-economische caiegorieen hel gemiddelde inkomen reeel hel hoogsl was
in 1979. Daarna is het gedaald. In 1982 lag het voor zelfslandigen iels onder hel niveau van 1977, voor werknemers ongeveer
op hel niveau van 1975 en voor de niet-beroepsbevolking onge-
niers. De sociaal-economische categoric van een echtpaar wordt
altijd door de inkomensbron van de man bepaald.
Een uitsplitsing naar meer homogene sociaal-economische categorieen bleek, met het oog op een goede vergelijkbaarheid in
de periode 1970-1982, niet mogelijk. Om dezelfde reden is het
niet mogelijk geweest om andere kenmerken (zoals leeftijd en
burgerlijke staat) in beschouwing te nemen. Met behulp van het
beschikbaar cijfermateriaal valt dus niet na te gaan hoe bij voorbeeld de inkomensverdeling in de beschouwde periode beinvloed
is door het toegenomen aantal tweeverdieners. Over een kortere
periode en aan de hand van andere begrippen is deze invloed
overigens wel te kwantificeren, zie bij voorbeeld label
3.1.1-3.1.5 in de Sociaal-economische maandstatistiek van mei
1985.
Het gemiddelde inkomen
5) Met betrekking tot inkomsten uit vermogen blijkt uit schattingen
door het CBS dat slechts ongeveer de helft van de (positieve) inkomsten
uit vermogen wordt aangegeven voor de inkomstenbelasting (B. Kazemier, 1984, Rente-inkomsten van gezinshuishoudingen 1977, 1979, 1981,
Statistische Katernen no. 1.). Het betreft hier o.a. rente op spaartegoe-
den, obligaties en spaarbewijzen aan toonder.
6) Dit is gebeurd mede naar aanleiding van internationale aanbevelingen
zoals bij voorbeeld opgenomen in de Provisional guidelines on statistics
of the distribution of income, consumption and accumulation of households van de Verenigde Naties, 1977. In elders gepubliceerde resultaten
van de Inkomensstatistiek is deze wijziging voor het eerst aangebracht in
1977.
7) Als prijsindex is een gecorrigeerde versie van het prijsindexcijfer van
de gezinsconsumptie, reeks voor de gehele bevolking, gebruikt. De cor-
rectie heeft bestaan uit een verlaging van het aandeel van de post woningdiensten in het prijsindexcijfer, overeenkomstig de behandeling van de
Tabel 1 bevat het gemiddelde inkomen voor de drie sociaaleconomische categorieen. Alle inkomens zijn omgerekend in
ESB 9-10-1985
huurwaarde van de eigen woning in het begrip besteedbaar inkomen zoals dat in deze studie is gebruikt.
1005
veer op het niveau van 1977. Voor Nederland als geheel lag het
lijk een modaal loon. Er is rekening gehouden met kinderbijslag
lets onder het niveau van 1975 8). Vanzelfsprekend is bij deze en
de hierna volgende resultaten gecorrigeerd voor de reeksbreuk in
1979, waarbij is aangenomen dat het quotient van het inkomen
volgens de oude en de nieuwe definitie constant is.
Over de gehele periode 1970-1982 is het gemiddelde inkomen
reeel met 11 % gestegen, ofwel 0,9% gemiddeld per jaar. Voor de
voor twee kinderen jonger dan 16 jaar. De cijfers voor modaal
zijn inclusief incidenteel, dat wil zeggen zij zijn gebaseerd op de
stijging van het gemiddeld verdiende loon en niet op de stijging
van de regelingslonen. De cijfers voor het minimumniveau zijn
exclusief het effect van de eenmalige uitkering aangezien deze
uitkering ook niet in de Inkomensstatistiek is opgenomen. De
uitkering wordt overigens eerst sinds 1981 toegekend.
zelfstandigen is dit cijfer 0,5% per jaar, voor de werknemers
Een vergelijking van de resultaten is in feite alleen om
methodologische redenen interessant. Er zijn immers grote verschillen tussen de drie soorten cijfers, zowel in de onderliggende
1,4% per jaar en voor de niet-beroepsbevolking 1,7% per jaar.
De gemiddelde inkomens van de verschillende sociaal-economische categorieen zijn dus naar elkaar toegegroeid. Deze ont-
concepten als in de berekeningsmethoden. Het cijfer uit de Inkomensstatistiek meet de mutatie van twee keer hetzelfde punt in
de inkomensverdeling, het koopkrachtcijfer van het CPB meet
de koopkrachtmutatie van een bepaald type werknemer en het
koopkrachtcijfer uit de CBS-studie is een aggregaat van de individuele koopkrachtmutaties behorend bij de sociaal-economi-
wikkeling komt verder aan de orde in de voorlaatste paragraaf.
De stijging van het gemiddelde inkomen van de gehele bevolking ligt onder de stijging van zowel de categorie werknemers als
de categorie niet-beroepsbevolking. Dit wordt veroorzaakt door
de toename van deze laatste categorie: hun aandeel steeg van
24% in 1970 naar 34% in 1982, terwijl het aandeel van de werknemers daalde van 66% naar 59% 9). Omdat het inkomen van de
niet-beroepsbevolking relatief laag is, had deze ontwikkeling een
sche en demografische posities die mensen innemen. Bovendien
is het inkomensbegrip dat bij elk van de drie cijfers is gebruikt
verschillend.
negatieve invloed op het gemiddelde inkomen van de gehele
Deze verschillen hebben een aantal belangrijke consequenties.
bevolking.
In de eerste plaats wordt het cijfer uit de Inkomensstatistiek
Hieruit blijkt de grote invloed van structuurveranderingen op
de inkomensverdeling. Ook binnen de verschillende sociaal-
be’invloed door structuurveranderingen, zoals in de vorige paragraaf reeds is aangegeven. Voor de koopkrachtmutaties bere-
economische categorieen kunnen zich dergelijke veranderingen
kend door het CPB en in de CBS-studie is dit in principe niet het
geval. In de tweede plaats heeft het CPB-cijfer betrekking op
twee tamelijk nauw omschreven typen huishoudens, terwijl de
voordoen. Zo is binnen de niet-beroepsbevolking het aandeel
van de arbeidsongeschikten gestegen. Gezien het binnen de nietberoepsbevolking relatief hoge inkomen van arbeidsongeschikten heeft dit een positieve invloed op het gemiddelde inkomen
van deze categorie. Tegelijkertijd is binnen de categorie werknemers (waarin ook de werklozen zijn opgenomen) het aandeel van
de werklozen, met een relatief laag inkomen, toegenomen. Dit
beide CBS-cijfers aggregaten zijn die in principe betrekking hebben op de gehele Nederlandse bevolking (in de studie naar koop-
krachtontwikkelingen ontbreken zelfstandigen). Ook dit zal
vanzelfsprekend leiden tot verschillen tussen de CPB en de CBScijfers. Ten slotte zijn inkomsten uit vermogen, waaronder de
rente voor hypothecaire leningen, niet opgenomen in het CPBcijfer, hetgeen eveneens een oorzaak van verschillen zal zijn.
heeft een negatieve invloed op het gemiddelde inkomen van de
categorie werknemers. Dergelijke structuurveranderingen vor-
men een van de oorzaken van het naar elkaar toegroeien van de
gemiddelde inkomens van de werknemers en de niet-beroepsbevolking.
Tabel 2 kan overigens ook worden gebruikt om de stijging van
het gemiddelde en de vier quintielen onderling te vergelijken.
Over de gehele periode 1970-1982 is het eerste quintiel aanzienlijk meer gestegen dan het vierde (2,0 versus 1,0% per jaar). De
vermindering van de ongelijkheid is echter niet in alle jaren even
Vergelijking met andere gegevens
groot geweest. In de twee volgende paragrafen gaan we dit na
aan de hand van de ontwikkeling van een tweetal ongelijk-
Gegevens over de koopkrachtmutatie worden eveneens gepubliceerd door het Centraal Planbureau. Ter wille van een vergelijking met de resultaten van de Inkomensstatistiek zijn enkele
heidsmaatstaven: het quotient van de inkomensaandelen van de
tiende en de derde 10%-groep en de Theilcoefficient.
van deze gegevens opgenomen in label 2. De label is aangevuld
met de mutatie van hel gemiddelde en de quintielen van de inkomensverdeling volgens de Inkomensstalisliek, en, voor de periode 1977-1982, met een resultaal uit de studie over koopkrachtontwikkelingen die onlangs door het CBS is gepubliceerd 10).
8) Hieruit kan overigens niet worden geconcludeerd dat het inkomen
Met de vier quintielen van een inkomensverdeling worden de
door bij voorbeeld werknemers in 1975 en 1982 gelij k zal worden gewaar-
vier punten bedoeld waaronder zich respectievelijk 20%, 40%,
60% en 80% van de inkomenstrekkers bevindt. Elders wordt het
deerd. De waardering van het inkomen wordt immers mede bepaald door
de inkomenshistorie, en deze is voor werknemers in 1975 duidelijk anders
dan in 1982. Zie A. Kapteyn, H. van de Stadt en S.A. van der Geer, Uitkeringen, armoede en welvaart, ESB, 24 april 1985, biz. 384-389.
woord quintiel ook wel gebruikt om de verzameling inkomenstrekkers aan te geven die zich tussen deze punten bevindt. Een
dergelijke verzameling wordt in dit artikel aangeduid met
9) Zie tabel 3.1.6 van de Sociaal-economische maandstatistiek van mei
1985.
20%-groep: de eerste 20%-groep bevat de 20% inkomentrek-
10) Van de Stadt e.a., op cit. In de tabel is opgenomen de mediane ,,stati-
kers met de laagste inkomens, enzovoort.
sche” koopkrachtmutatie, dat wil zeggen de koopkrachtmutatie beho-
De CPB-cijfers uit tabel 2 hebben betrekking op gehuwde,
rend bij de sociaal-economische en demografische posities die mensen innemen. In dit cijfer zijn de zelfstandigen niet opgenomen.
alleenverdienende werknemers met een minimum, respectieve-
Tabel 2. Koopkrachtontwikkelingen in procenten per jaar, volgens verschillende bronnen
Periode
Gemiddelde
Quintiel
1 (20%)
1970-1973
1973-1975
1975-1977
1977-1979
1979-1980
1980-1981
1981-1982
2,4
2,4
1,2
2,9
—2,2
1970-1982
0,9
1006
Koopkrachtmutatie volgens
Mutatie reeel besteedbaar inkomen
—4,0
—2,8
2 (40%)
CPB
3 (60%)
CBS (van de
4 (80%)
minimum
2,6
2,7
1,3
2,2
— 1,8
1,9
2,5
— 1,1
—3,5
— 1,6
1,4
4,5
4,0
1,7
3,0
—0,2
—4,5
4,2
3,1
1,0
2,4
2,8
3,1
0,9
2,5
— 1,9
—3,6
— 1,7
—3,8
-2,1
—2,1
— 1,5
—4,0
—2,4
2,5
4,9
1,9
2,2
— 1,0
—2,8
—2,1
2,0
1,5
1,2
1,0
1,6
modaal
1985
2,9
3,1
2,1
— 1,6
—3,9
—2,4
Verder vail in label 2 op dat de stijging van hel gemiddelde
over het algemeen geringer is dan de stijging van de quintielen.
Dit wijsl erop dal niel alleen de ongelijkheid (hel Iweede momenl), maar ook de scheefheid (het derde moment van de inkomensverdeling is afgenomen. Uil de basisgegevens kan bij voorbeeld worden opgemaakt dat in 1970 ongeveer 61 % van de inko-
menslrekkers minder dan hel gemiddelde verdiende. In 1982 was
dil gedaald lot 57%. Deze daling heeft zich zowel aan het begin
als aan het einde van de beschouwde periode voorgedaan.
zelfstandigen voorkomen. In de meeste jaren is het inkomensaandeel van de eerste 10%-groep bij zelfstandigen zelfs
negatief.
Uit de label en de figuur blijkt dat in 1970 het inkomen van de
meest verdienende 10% van de bevolking 4,4 maal zo hoog was
als het inkomen van de derde 10%-groep. In 1982 was dit quotient gedaald tot 3,2. Rekening houdend met de reeksbreuk in
1979 betekent dit een daling van 22%, die zich grotendeels heeft
voorgedaan in de eerste helft van de jaren zeventig. Verderop
komen we hierop terug.
De inkomensaandelen van de 10%-groepen
De Theilcoefficient
In label 3 is het quotienl van de inkomensaandelen van de liende en de derde 10%-groep opgenomen. Omdal beide 10%-groepen dezelfde omvang hebben is dit tevens het quotienl van de gemiddelde inkomens in die 10%-groepen. Zoals overal in dil artikel hebben de cijfers betrekking op hel besteedbare inkomen. Ze
Het quotient van de inkomensaandelen van 10%-groepen is
een goed te interpreteren en daarom aansprekende maat voor de
inkomensongelijkheid. Een nadeel is echter dat dit quotient alleen wordt bei’nvloed door de inkomens van de betreffende
10%-groepen. De mate van inkomensongelijkheid tussen de
zijn in figuur 2 in beeld gebracht.
Figuur 2. De ontwikkeling van de verhouding van de We en 3e
10%-groep
ve rhouding
6
**». zelfstandigen
heeft, is de Theilcoefficient. In deze coefficient, die overigens
minder eenvoudig te interpreteren is, komen alle inkomens tot
uitdrukking 11).
Een voordeel van de Theilcoefficient is bovendien dat de totale ongelijkheid kan worden geschreven als de som van de ongelijkheid tussen groepen en het gewogen gemiddelde van de onge-
^
^
overige 10%-groepen blijft buiten beschouwing. Een veel gebruikte inkomensongelijkheidsmaatstaf die dit nadeel niet
lijkheid binnen groepen. De gewichten zijn hierbij gelijk aan de
“N
\
^^totaal
4
inkomensaandelen van de groepen. In label 4 zijn de Theilcoefficienlen opgenomen: de binnengroepsongelijkheid voor ieder
van de drie sociaal-economische categorieen, de tussengroepsongelijkheid en de tolale ongelijkheid. In figuur 3 is de onlwikkeling van deze coefficient in beeld gebracht.
~-.. werknemers ^^^~~^
niet-beroeps^^cr.^^— ^ _ _ _
^~^ —————.
1
Figuur 3. De ontwikkeling van de Theilcoefficient
Theilcoefficient
0,40.
?
1
0,30.
^zelfstandigen
0
19 70
i
i
i
” 1973
i
i
1975
i
i
1977
i
I
1979 1980 1981 1982
totaal
0,20.
Evenals in andere CBS-publikaties over de inkomensverde-
werknemers
ling, is hier gekozen voor het quotient van de tiende en derde
10%-groep als ongelijkheidsmaatstaf. Uit symmelrie-overwegingen lag wellichl het quotient van de tiende en de eerste
10%-groep meer voor de hand; dit is niet gedaan omdat hel aan-
0,10
niet-beroepsbevolking”
deel van de eersle, en ook de Iweede, 10%-groep vaak zo laag is
dal hel genoemde quolienl inslabiel wordl. Een belangrijke oorzaak hier van zijn de negatieve inkomens, die mel name bij
tussengroepsongelijkheid
0,00
label 3. Quotient van de inkomensaandelen van de tiende en de
1970
1973
1975
1977
1979 1980 1981 1982
derde 10%-groep, per sociaal-economische categorie
Jaar
Sociaa -economische categorie
Totaal
zelfstandigen
werknemers
niet-beroepsbevolking
1970
1973
1975
1977
1979 (oud)
5,5
4,7
4,6
5,0
3,6
3,3
3,2
3,1
3,0
4,4
3,9
5,3
3,8
3,3
3,1
3,1
3,1
1979 (nieuw)
1980
1981
1982
5,2
5,0
5,0
4,5
2,9
2,8
2,9
2,8
3,0
3,4
3,3
3,3
3,2
Nog sterker dan in figuur 2 spring! in deze figuur de grote en
sterk fluctuerende inkomensongelijkheid binnen de categoric
zelfslandigen in hel oog. In 1973 bereikle deze een minimum van
0,253 en in 1980 een maximum van 0,347. Gezien de relatief ge-
ESB 9-10-1985
3,0
3,0
2,9
3,7
3,6
3,7
11) De voor dit artikel gehanteerde berekeningswijze van de Theilcoefficient staat o.m. beschreven in: J.G. Odink en E. van Imhoff, True
versus measured Theil inequality, Slatistica Neerlandica, volume 38, no
4, 1984. Een hogere waarde van de Theilcoefficient duidt op een grotere
ongelijkheid. Bij de berekening is rekening gehouden met zowel de onge-
lijkheid tussen als binnen inkomensklassen. Negatieve inkomens zijn gesaldeerd met positieve.
1007
Tabel 4. Theilcoefficienten
van het besteedbaar inkomen per
sociaal-economische categoric
Jaar
Binnengroepsongelijkheid per
Tussengroeps-
sociaal-economische categoric
Totale
ongelijkheid
zelfstandigen
werknemers
niet-beroeps-
I979(oud)
0,305
0,253
0,266
0,300
0,309
0,162
0,135
0,127
0,127
0,128
0,141
0,125
0,117
0,103
0,099
0,023
0,021
0,018
0,017
0,019
0,204
0,170
0,158
0,157
0,160
1979 (nieuw)
1980
1981
1982
0,321
0,347
0,331
0,317
0,115
0,110
0,119
0,113
0,100
0,101
0,103
0,098
0,015
0,012
0,011
0,011
0,149
0,142
1970
1973
1975
1977
heid
In de tweede plaats worden de cijfers in dit artikel met enig
voorbehoud gepresenteerd. Zij zijn gebaseerd op de Inkomens-
statistieken van het CBS, die in eerste instantie bedoeld zijn om
de inkomensverdeling in een zeker jaar te meten, en pas in twee-
de instantie om inkomensontwikkelingen te meten. Alhoewel de
hier gepresenteerde cijfers waarschijnlijk de nauwkeurigste zijn
die er met betrekking tot de Nederlandse inkomensverdeling
bestaan, blijft het toch denkbaar dat nieuwe procedures, defini-
bevolking
ties en steekproefopzetten de vergelijkbaarheid in de tijd hebben
verminderd. Dit is speciaal van belang wanneer de te onderzoeken variabele slechts weinig in de tijd varieert, zoals hier het geval is.
Voor een verdere bespreking van de resultaten in dit artikel is
het zinvol ook de periode voor 1970 in ogenschouw te nemen.
Gegevens hierover zijn berekend door het Centraal Planbureau
13). Uit deze gegevens blijkt dat de ontwikkelingen per sociaaleconomische categoric markante verschillen vertonen.
Voor de categorie zelfstandigen is de ongelijkheid zowel voor
0,145
0,140
ringe omvang van de categoric zelfstandigen is deze ontwikkeling echter minder belangrijk voor de ontwikkeling van de totale
ongelijkheid. Deze vertoont hetzelfde patroon als het quotient
van de inkomensaandelen van de 10%-groepen: de daling van de
ongelijkheid vindt vooral plaats in de periode 1970-1975. In de
volgende paragraaf komen we ook hierop terug.
Uit figuur 3 blijkt dat de tussengroepsongelijkheid erg klein is,
zo’n 10% van de totale ongelijkheid. De ongelijkheid binnen
ieder van de onderscheiden sociaal-economische categorieen is
aanzienlijk groter dan de ongelijkheid tussen de categorieen.
Vanzelfsprekend hangt dit samen met de grofheid van de indeling die in dit artikel is gebruikt. Verder blijkt dat in de periode
1970-1982 de tussengroepsongelijkheid fors is gedaald: met
39%. De inkomens van de drie sociaal-economische categorieen
zijn dus naar elkaar toegegroeid, zoals eerder reeds is opge-
merkt.
Ontwikkeling van de inkomensongelijkheid
In hun £S5-artikel uit 1976 analyseren Pen en Tinbergen de
ontwikkeling van de inkomensongelijkheid aan de hand van een
vijfentwintigtal maatstaven. Hierbij geven zij de verandering
van ieder van de maatstaven weer door middel van de procenlue-
le mutatie. In aansluiting hierop hebben wij in label 5 de procentuele mutatie opgenomen van de door ons onderzochte maatstaven voor de perioden 1970-1975, 1975-1982 en 1970-1982. Aangezien de lengtes van de perioden verschillen, is de mutatie ook
uitgedrukt in procenten per jaar.
als na 1970 relatief hoog. Bovendien vertoont ze relatief omvangrijke fluctuaties. Een duidelijke lijn in de richting van een
vermindering of een vermeerdering van de ongelijkheid kan niet
uit de cijfers worden opgemaakt. Overigens is deze categorie in
omvang verminderd (mede door de omzetting van ondernemingen van zelfstandigen in NV’s en BV’s), en daarmee van samenstelling veranderd.
Het patroon voor de categorie werknemers wijkt hier van af.
Van halverwege de jaren zestig tot halverwege de jaren zeventig
vindt er een niet onaanzienlijke vermindering van de ongelijkheid plaats. Zowel voor als na die periode is de ongelijkheid echter tamelijk stabiel.
Binnen de categorie niet-beroepsbevolking heeft eveneens een
vermindering van de ongelijkheid plaatsgevonden. De vermindering is groter dan bij de werknemers en heeft zich bovendien
over een langere periode uitgestrekt: vanaf het eerste door het
CPB beschouwde jaar (1954) tot het einde van de jaren zeventig
(zie figuur 3). Deze periode valt min of meer samen met de uitbouw van het stelsel van sociale zekerheid in Nederland.
De totale ongelijkheid wordt bepaald door de ongelijkheid
binnen de drie sociaal-economische categorieen en de ongelijkheid tussen de drie categorieen. Gezien de overheersende invloed
van de categorie werknemers is het niet verwonderlijk dat de ontwikkeling van de totale ongelijkheid ongeveer samenvalt met die
van de werknemers. De vermindering van de totale ongelijkheid
heeft dus vooral plaatsgevonden tussen midden jaren zestig en
midden jaren zeventig.
Besluit
Tabel 5.
Verandering
van de inkomensongelijkheid,
in
procenten
Periode
Quotient 10een3e
10%-groep
Theilcoefficent
totaal
1970-1975
1975-1982
1970-1982
per jaar
totaal
per jaar
— 18
— 6
-3,8
—0,9
—23
— 5
—5,0
—0,7
—22
—2,1
—26
—2,5
In dit artikel is een consistente cijferreeks gepresenteerd over
de Nederlandse inkomensverdeling sinds 1970. De nadruk heeft
daarbij gelegen op de ontwikkeling van de inkomensniveaus en
van de inkomensongelijkheid. De voornaamste resultaten kunnen als volgt worden samengevat. Het inkomensniveau (gemeten als het ree’le gemiddelde inkomen) steeg van 1970 tot 1979 en
daalde vervolgens. Voor geheel Nederland bevond het zich in
1982 weer iets onder het niveau van 1975. De gecumuleerde stij-
ging over de periode 1970-1982 bedroeg 11%.
De cijfers uit label 5 bevestigen de indruk van figuur 2 en 3: de
afname van de inkomensongelijkheid was lussen 1970 en 1975
aanzienlijk groter dan lussen 1975 en 1982. De Theilcoefficient
daalde in de eerslgenoemde periode mel 23%, ofwel 5,0% per
jaar, en in de laalsle periode met 5%, ofwel 0,7% per jaar. Voor
12) Dat de inkomensongelijkheid na 1977 niet veel is veranderd kan ook
het quotienl van de 10%-groepen is hel verschijnsel iels minder
sterk, maar niettemin duidelijk aanwezig 12).
uit andere bronnen worden afgeleid. Zo bedroeg de Theilcoefficient van
Bij deze observaties passen een tweetal kantlekeningen. In de
eerste plaats was de vermindering van de ongelijkheid tussen
1970 en 1975 hislorisch gezien bijzonder slerk. Volgens Pen en
Tinbergen bedroeg bij voorbeeld de vermindering van de ongelijkheid over de gehele periode 1938-1972 ongeveer 50%, ofwel
2,0% per jaar. Een afzwakking van de vermindering van de ongelijkheid na 1975 is dan ook niet verwonderlijk.
1008
huishoudensinkomens (overigens op dezelfde gegevens gebaseerd als dit
artikel) in 1977, 1979 en 1981 respectievelijk 0,137, 0,141 en 0,139 (vol-
gens de ,,nieuwe” definitie van besteedbaar inkomen). Op basis van enquetegegevens (het Woningbehoeftenonderzoek) berekende het SCP
zelfs een stijging van de Theilcoefficient van 0,111 in 1977 tot 0,136 in
1981 (Sociale en Culturele Verkenningen 1985, biz. 23).
13) A.l.V. Massizo, 1975, op cit. De relevante gegevens zijn ook opgenomen in J.P. de Kleijn, 1979, op cit. Ze hebben betrekking op de periode 1954-1967.
De inkomensongelijkheid (gemeten aan de hand van de Theil-
gemiddelde of een quintiel blijkt. Uit de recente CBS-studie naar
coefficient) daalde in de beschouwde periode niet onaanzienlijk.
koopkrachtontwikkelingen blijkt het grote belang van dit type
Deze dating speelde zich voornamelijk af in de periode 1970-
inkomensveranderingen: meer dan driekwart van de spreiding in
individuele koopkrachtmutaties wordt veroorzaakt door veran-
1975. Na 1975 bleef deongelijkheid vrijwel, maar niet helemaal,
gelijk. Deze conclusie geldt niet voor alle sociaal-economische
categorieen: voor de zelfstandigen vond er over de gehele periode per saldo geen noemenswaardige verandering van de ongelijkheid plaats en voor de niet-beroepsbevolking was de daling
van de ongelijkheid groter dan gemiddeld. De daling strekte zich
voor deze categoric ook over een langere periode uit.
Het is niet moeilijk voor deze ontwikkelingen oorzaken aan te
geven. Gewezen kan worden op de uitbouw van het stelsel van
sociale zekerheid, de structurele verhogingen van het minimumloon en de daarmee samenhangende aanpassingen van sociale
uitkeringen gedurende de jaren zeventig en de wijzigingen die het
overheidsbeleid nadien heeft ondergaan. Ook demografische
ontwikkelingen, de verlenging van de opleidingsduur en de toenemende arbeidsparticipatie van gehuwde vrouwen spelen een
belangrijke rol. Het is echter niet de bedoeling van dit artikel dieper hierop in te gaan. Het belang van de gepresenteerde gegevens
ligt veeleer in de goede vergelijkbaarheid in de tijd, zoals in de inleiding reeds is opgemerkt.
Dit artikel is gericht op het vergelijken van de inkomens verdeling in verschillende jaren. Onontkoombaar komt de nadruk
daarmee te liggen op het vergelijken \anposities, bij voorbeeld
deringen van sociaal-economische en demografische posities
van individuen, en minder dan een kwart doordat de inkomens
behorend bij die posities veranderen 14). De gegevens in dit artikel beschrijven dus slechts een klein deel van de inkomensveranderingen die individuen en huishoudens feitelijk ondergaan.
Om die inkomensveranderingen op individueel niveau te meten zijn/WHg/-gegevens nodig: gegevens van dezelfde individuen
op meerdere tijdstippen. Verwacht mag worden dat het CBS in
de toekomst hierover de beschikking zal krijgen: onlangs zijn de
voorbereidingen gestart voor het zogenaamde Inkomenspanelonderzoek (IPO). Dit is een panel van ongeveer 5000 huishoudens waarvan ieder jaar de inkomens worden vastgesteld aan de
hand van gegevens uit de administratie van de belastingdienst.
Met behulp van dit nieuwe onderzoek hoopt het CBS in de toekomst de Inkomensstatistieken op twee belangrijke punten verder te verbeteren: het panelkarakter maakt het mogelijk statistieken te publiceren over inkomensveranderingen op individueel niveau (althans voor niet te kleine deelgroepen uit de bevolking) en voorts zal dit onderzoek aanzienlijk actueler kunnen
zijn dan de huidige Inkomensstatistiek.
Hans de Kleijn
de stijging van het eerste quintiel van de werknemers, of de stijging van het gemiddelde inkomen van zelfstandigen. Individuen
Huib van de Stadt
kunnen echter van positie veranderen: ze kunnen bij voorbeeld
arbeidsongeschikt worden, of ze kunnen carriere maken waardoor hun inkomen veel sneller stijgt dan uit de stijging van een
14) Van de Stadt e.a., op. cit.