Regeringskansliets rättsdatabaser

Bilaga 3 Fördelningspolitisk redogörelse Bilaga 3 Fördelningspolitisk redogörelse Innehållsförteckning Sammanfattning 5 1 Bakgrund 7 2 Fördelningen av ekonomiska resurser 7 2.1 Lönespridning 8 2.2 Inkomstspridningen 8 2.3 Ekonomiskt utsatta 10 2.4 Barnfamiljernas situation 11 2.5 Den regionala inkomstspridningen 11 2.6 Inkomströrligheten 12 2.7 Förmögenhetsfördelningen 13 3 Sveriges inkomstfördelning i internationellt perspektiv 13 3.1 Jämn inkomstfördelning i Sverige 13 3.2 Låg andel ekonomiskt svaga 14 3.3 Barnens situation 15 4 Skatternas och transfereringarnas utjämningseffekter 15 4.1 Statistisk uppdelning av inkomstspridningen 16 4.2 Simulering av regeländringar 16 5 Marginaleffekter vid ökat arbete 19 5.1 Marginaleffekter för typfall 19 5.2 Statistiska beräkningar av marginaleffekter 22 6 Ekonomisk marginalisering 24 7 Utvecklingsarbete med fördelningsstatistiken 26 Underbilaga 3.1 Definitioner och beräkningsmetoder 28 Bilagetabell……………………………………………………………………….31 Inkomstfördelning, marginaleffekter och marginalisering under 1990-talet Sammanfattning Trots ekonomisk kris, arbetslöshet och saneringsprogram tyder mycket på att Sverige har lyckats bevara en relativt jämn fördelning av inkomsterna och en låg andel ekonomiskt svaga. I redogörelsen analyseras fördelningen av ekonomiska resurser under 1990-talet med hjälp av ett flertal indikatorer. En ökad spridning av faktorinkomster har motverkats av en ökad utjämning genom skatter och bidrag. Det har medfört höjda marginaleffekter. För stora grupper lönar det sig dåligt att arbeta mer eller gå från arbetslöshet till jobb. Nya kalkyler redovisas av skatte- och bidragssystemens marginaleffekter. 1990-talet har medfört en växande klyfta vad gäller människors inkomstmöjligheter och delaktighet. Allt fler människor har blivit ekonomiskt marginaliserade. Var tionde person av alla i förvärvsaktiv ålder är till mer än hälften beroende av sociala transfereringar för sin försörjning och har en svag förankring på arbetsmarknaden. I redogörelsen redovisas beräkningar av marginaliseringen. Fördelningen av ekonomiska resurser De fördelningspolitiska nyckeltalen visar att det finns både negativa och positiva tendenser under 1990-talet (tabell 1). Det gäller både från ett historiskt, ett regionalt och ett internationellt perspektiv. Överlag kännetecknas 1990-talet av en ganska stabil utveckling. Lönespridningen har varit ganska oförändrad, men en viss ökning kan iakttas under senare år. Kvoten mellan den tiondel med högst löner och den med lägst löner har ökat från 1,7 år 1992 till 1,9 år 1998. Det beror främst på att anställda med de högsta lönerna har dragit ifrån. Kvinnors löner i relation till mäns, en indikator på hur jämställda lönerna är, har inte förändrats nämnvärt. Skatte- och bidragssystemens utjämnande effekt har ökat något. För att mäta utjämningseffekten används både en statistisk uppdelning av spridningsmått och en simulering av regeleffekter för en konstant modellbefolkning. Med 1991 års skatte- och bidragsregler minskar inkomstspridningen enligt Gini-koefficienten 0,278 enheter när man går från fördelningen av faktorinkomster till disponibla inkomster. Med 2000 års regler sjunker Gini-koefficienten med 0,285 enheter, dvs. med ytterligare 0,007 enheter. Den ökade utjämningseffekten beror främst på att skatteandelen ökat från 29 procent 1991 till 33 procent 1996, varefter andelen minskat något till 2000. Socialförsäkringarnas fördelning har förändrats marginellt. Spridningen i disponibla årsinkomster har varit ganska stabil under 1990-talet, möjligen finns en viss tendens till ökad spridning under senare år. Utvecklingen kan bedömas olika beroende på vilka mätmetoder som används. Den officiella statistiken visar en tydlig tendens till ökad spridning i disponibla inkomster justerade för försörjningsbörda. Gini-koefficienten ökade från 0,261 till 0,290 mellan 1991 och 1997, vilket motsvarar drygt 11 procent. Korrigeras beräkningarna med i ekonomisk mening mer rimliga me-toder för att avgränsa hushåll, justera för försörjningsbörda och mäta inkomster ligger förändringen nära marginalen för den statistiska osäkerheten. Ökningen blir endast 0,008 enheter, dvs. knappt 4 procent. Skillnaden mot den offi-ciella statistiken förklaras främst av att det nu är möjligt att analysera fördelningen bland ”bos-tadshushåll” samt metoden att justera för försörjningsbörda. Enligt en framskrivning av inkomstfördelningen bedöms spridningen vara ganska oförändrad även 1998-1999. Andelen personer med en svag ekonomi har minskat under 1990-talet. Andelen personer med en justerad disponibel inkomst som understiger halva medianinkomsten sjönk från 5 procent 1991 till under 4 procent 1997. Utvecklingen bedöms stabil 1998-1999. Andelen har beräknats med de korrigerade hushålls- och inkomstbegreppen. Används i stället den nya social-bidragsnormen som en absolut gräns och exkluderas studerande har andelen ökat något. Barnfamiljernas ekonomiska standard förefaller ha förbättrats något relativt andra grupper under senare år. Barnfamiljernas genomsnittliga ekonomiska standard jämfört med hela befolkningen sjönk från 99 procent 1991 till 91 procent 1996. Den ogynnsamma inkomstutvecklingen torde till stor del bero på arbetslösheten. En viss relativ förbättring inträffande 1997. Framskrivningen pekar på att förbättringen fortsätter och att barnfamiljernas relativa standard ligger runt 93 procent redan 1999. Höjningen av barnbidragen och skattesänkningen 2000 kan förväntas medföra att trenden fortsätter. Regeländringarna mellan 1991 och 2000 har inte systematiskt missgynnat barnfamiljer. Andelen barn som lever i familjer med svag ekonomi har trots detta ökat, vilket torde sammanhänga med den svaga inkomstutvecklingen för ensamföräldrar. Den regionala inkomstspridningen har inte ökat. Kvoten mellan de genomsnittliga disponibla inkomsterna i de mest välbeställda regionerna och inkomsterna i de ekonomiskt svaga regionerna var 1,18 år 1991 och 1,19 år 1998. Inkomströrligheten har varit i stort sett oförändrad. Rörligheten mäts här genom att man undersöker hur individernas disponibla inkomster förändras under en treårsperiod. Ca 33 procent av de personer som 1990 tillhörde låginkomstgruppen hade tre år senare en högre inkomst. Det finns inget som tyder på någon ökning av andelen personer som varaktigt fastnar i en situation med svag ekonomi. Förmögenhetsfördelningen är fortfarande mycket skev. Den rikaste 1 procent hushåll äger ca 20 procent av nettoförmögenheten till marknadsvärde. De preliminära resultaten från SCB:s undersökning ger inga tydliga indikationer på en kraftigt ökad spridning i fördelningen av förmögenheter. Internationella jämförelser visar att Sverige har kunnat bevara en av de jämnaste inkomstfördelningarna bland OECD-länderna även under 1990-talet. Sverige har också tillsammans med de nordiska länderna en jämförelsevis låg andel personer med en svag ekonomi. Barnen i Sverige hamnar på tredje plats efter barnen i Belgien och Finland när det gäller relativ standard i procent av genomsnittet för hela befolkningen. Under den ekonomiska återhämtningen under senare år finns det vissa tendenser till en ökad lönespridning och något ökade regionala inkomstskillnader. Det kan dock vara en tillfällig företeelse som beror på att det tar tid för tillväxten att sprida sig i olika branscher och till fler regioner i landet. Återhämtningen har också många direkt gynnsamma fördelningseffekter, exempelvis för barnfamiljernas standard. Marginaleffekterna Marginaleffekten anger hur stor del av en ökad inkomst som faller bort i form av inkomstskatt, inkomstprövade bidrag och avgifter. De synliga marginaleffekterna analyseras både med typfall och statistiska simuleringar. Kalkylerna visar vad som händer för den som ökar sitt arbete med hänsyn till minskat arbetsmarknadsstöd, högre barnomsorgsavgift vid längre arbetstid etc. Det lönar sig ofta dåligt att arbeta mer. Typ- exemplen visar att det särskilt gäller den som har en låg inkomst och fler barn i förskola. För ensamföräldrar, samboende med låga inkomster, underhållsskyldiga, förtidspensionärer m.fl. gör marginaleffekterna att man bara får behålla 20-30 procent av en inkomstökning. Tabell 1 Fördelningspolitiska nyckeltal 1991-1999 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 Lönespridning (D9/D5) - 1,4 1,43 1,45 1,44 1,46 1,46 1,52 - Jämställdhet lön (D5k/D5m) - 0,87 0,87 0,86 0,88 0,86 0,86 0,88 - Utjämning (%) 94 - - - - 98 - - 99** Inkomstspridning (Gini) 0,228 - 0,215 0,215 0,219 0,223 0,236 - - Regional spridning 1,18 1,16 1,16 1,17 1,14 1,16 1,17 1,19 - Förmögenhetskoncentration (1%) - 19.5 - - - - - - Andel ekonomiskt fattiga 5,3 - 4,6 4,2 4,3 4,0 3,6 - - Barn (0-17 år) 3,2 - 3,3 3,7 3,4 4,3 3,8 - - Barnfamiljers relativa standard (%) 99,2 - 96,3 95,0 94,0 91,4 92,6 - - Inkomströrlighet (M)* - 0,048 0,043 0,042 0,042 0,041 0,041 0,045 - Marginaleffekt (%) 44,7 - - - - - - - 49,0** Marginaliserade (%)* 5,9 6,3 7,5 8,7 9,6 9,7 10,2 9,9 - * Årtals angivelsen avser för dessa serier det sista året i en 3-årsperiod, med 97 avses t.ex. 1995, 1996 och 1997. ** Avser år 2000. Det ekonomiska utbytet av att gå från arbetslöshet till arbete eller att öka sin arbetstid har minskat. Den genomsnittliga marginaleffekten för personer i åldern 20-64 år har ökat från 44,7 procent 1991 till 49,0 procent 2000. Ungefär 750 000 personer har en marginaleffekt vid ökat arbete på 70 procent eller mer år 2000. Det motsvarar 15 procent av alla i förvärvsaktiv ålder. Marginaliseringen Marginalisering syftar på människors bristande delaktighet och inkomstmöjligheter. Som i ekonomisk mening marginaliserade räknas personer som under tre år i rad har haft en disponibel inkomst som till mer än hälften utgörs av ar-betsmarknadsstöd, sjukpenning, förtidspension (inkl. sjukbidrag), socialbidrag och/eller bostadsbidrag. Andelen ekonomiskt marginaliserade har nästan fördubblats på 10 år. Ungefär var tionde person av alla i förvärvsaktiv ålder hade marginaliserats 1996-1998 jämfört med 5,7 procent i mitten av 1980-talet. Trots den ekonomiska återhämtningen finns det inga tydliga tendenser till en minskning under senare år. Det är invandrare, äldre samt lågutbildade som har störst risk att marginaliseras. Gifta och personer med barn har lägre risker. Under 1990- talet har invandrarnas situation försämrats medan de äldres situation har förbättrats. En hög marginalisering kan väntas medföra en ökad spridning av inkomster på både kort och längre sikt. Fördelningsstatistiken Riksdagen har tillkännagivit att regeringen vid lämpligt tillfälle t.ex. i en kommande budgetproposition bör redovisa hur arbetet fortskrider med att utveckla och bredda fördelningsstatistiken (Prop. 1998/99:1, 1998/99:FiU2, protokoll 35, 36). I denna redogörelse redovisas pågående utvecklingsarbete och olika problem i fördelningsanalyserna. Det bör övervägas hur en longitudinell och integrerad hushållsstatistik om inkoms-ter, sparande, konsumtion och förmögenhet kan utvecklas. 1 Bakgrund Den ekonomiska och sociala utvecklingen under 1990-talet var dramatisk. Medborgarna fick uppleva överhettning, en ekonomi i kris med arbetslöshet och sänkta reallöner och sedan en exceptionell ekonomisk återhämtning med stark tillväxt, låg inflation och ökad sysselsättning. Skatter, socialförsäkringar och de offentliga välfärdstjänsterna har genomgått stora förändringar. Skattereformen 1990-1991 åtföljdes av skattehöjningar i saneringsprogrammet, men under senare år har nya reformer och sänkta skatter genomförts. Saneringen av de offentliga finanserna medförde nedskärningar och skärpta regler i välfärdssystem, men åtskilligt har redan återställts. En internationaliserad marknad skapar ökad konkurrens och en större rörlighet i ekonomin. Det finns därför ett stort intresse för att utvärdera välfärdens utveckling under 1990-talet. I det så kallade Välfärdsbokslutets delrapport beskrivs förändringar i socialpolitiken, utvecklingen av levnadsförhållanden och ojämlikhet. I denna fördelningspolitiska redogörelse redovisas förutom spridningen i disponibla inkomster även lönespridningen, preliminära resultat om förmögenhetsfördelningen, den regionala inkomstspridningen, inkomströrligheten, utjämning och marginaleffekter av skatte- och bidragssystemen samt tendenserna till marginalisering. Analyserna har utarbetats av fördelningspolitiska enheten på Finansdepartementets ekonomiska avdelning med tekniskt stöd från SCB:s program för inkomst- och förmögenhetsstatistik. 2 Fördelningen av ekonomiska resurser Fördelningen av ekonomiska resurser tilldrar sig allt större intresse. Stora förändringar i sysselsättning, sparande och kapitalinkomster samt reformer i skatte- och bidragssystem bedöms ha medfört ökade inkomstklyftor i många länder. I detta avsnitt redovisas en analys av utvecklingen i Sverige 1991-1997 och en bedömning fram till 1999. 2.1 Lönespridning Trots de genomgripande förändringarna i den svenska ekonomin har lönespridningen varit förhållandevis stabil under 1990-talet (diagram 2.1). Spridningen mäts med så kallade decilkvoter (se underbilaga 3.1). Den tiondel anställda med lägst löner har haft ganska oförändrade inkomster jämfört med genomsnittslönen (medianen). Den tiondel med högst löner drar dock ifrån något, särskilt under senare år. Sedan 1992 kan fördelningen av löner följas för huvuddelen av alla anställda genom den förbättrade lönestatistiken hos SCB. Även om lönestatistiken är mer heltäckande finns det fortfarande undertäckning bl.a. för mindre företag inom den privata sektorn. Under 1990- talet har underlaget förbättrats exempelvis vad gäller löner för personer i ledande ställning. Det kan förstärka tendensen till en ökad lönenivå för dem med högst löner. Många ersättningsformer - personalkonvertibler, optioner osv. - räknas emellertid inte som lön och ingår således inte i den uppmätta lönenivån. Diagram 2.1 Lönespridningen 1992-1998. Decilkvoter Kvinnors lön som andel av männens har varit i stort sett oförändrad under 1990-talet (diagram 2.2). Det finns dock även här en tendens att välavlönade män drar ifrån. Diagram 2.2 Kvinnors löner i andel av männens 1992-1998 2.2 Inkomstspridningen Inkomstfördelningen följs i första hand genom SCB:s inkomstfördelningsundersök- ningar (HINK) som bygger på kontrolluppgifter till taxeringen, myndigheters register och telefonintervjuer. De redovisas därför med två års fördröjning. För att kunna bedöma utvecklingen under de senaste åren görs en framskrivning från 1997 till 1998 och 1999 (se underbilaga 3.1). Resultaten för dessa år visar således inte den faktiska inkomstfördelningen utan en bedömning av det troliga utfallet. Vilka metoder som valts Det finns olika beskrivningar av inkomstfördelningens utveckling under 1990- talet, vilket kan verka förvirrande. Det beror på att fördelningsanalyser inte är någon exakt vetenskap. Vilka metoder och definitioner man väljer bestäms i stor utsträckning av värderingar. Det gäller allt från vilka mått som väljs till hur inkomsten beräknas. Det gäller även om det är hushåll eller individer som skall analyseras och hur man skall jämföra hushåll med olika storlek och sammansättning. Varken forskningen eller internationell standard ger en entydig vägledning. Analyserna i de fördelningspolitiska redogörelserna avviker från den officiella statistiken. Syftet är att uppnå en i ekonomisk mening mer rättvis beskrivning av fördelningen av inkomsterna i betydelsen vilka konsumtionsmöjligheter olika personer har med hänsyn till försörjningssituationen och vid en oförändrad nettoförmögenhet. Följande korrigeringar av SCB:s officiella statistik har gjorts: Det är individernas ekonomiska välfärd som analyseras. Det innebär ett normativt ställningstagande att samtliga personer, barn som vuxna, ensamboende som samboende, skall ges lika stor tyngd när vi bedömer fördelningen av ekonomiska resurser. Den justerade disponibla inkomsten påförs samtliga familjemedlemmar. Den officiella statistiken visar fördelningen bland hushåll. Det innebär exempelvis att man ger fem gånger större vikt till vad som händer en ensamboende person än vad som vad händer personerna i en familj med två vuxna och tre barn. Fördelningen beskrivs för "bostadshushåll". En persons ekonomiska standard är givetvis beroende även av inkomsterna hos andra i familjen eller hushållet, givet att de har en gemensam ekonomi. För att bäst mäta detta används SCB:s definition av "bostadshushåll". SCB har på Finansdepartementets uppdrag rekonstruerat denna hushållsindelning även för 1991. Ungdomar som bor hemma kan därmed nu räknas till föräldrarnas hushåll. Även andra vuxna än gifta/samboende som lever tillsammans räknas till ett hushåll. I den officiella statistiken räknas hemmaboende ungdomar som egna hushåll, vilket innebär att standarden hos dem och deras föräldrar inte beräknas på rimligt sätt. De nya socialbidragsnormerna inkl. boendekostnader används för att justera för olika hushålls storlek. De nya normerna beaktar de ekonomiska stordriftsfördelar som rimligen finns i större familjer. Till normen har lagts en schabloniserad boendekostnad och antagna belopp för vård, möbler m.m., därefter har normen med hjälp av en statistisk analys givits en generell och enklare matematisk form (underbilaga 3.1). Den offi-ciella statistiken baseras på de äldre normerna utan hänsyn till boendekostnader och stordriftsfördelar. De kan anses betydligt underskatta standarden i bl.a. barnfamiljer. Inkomster av kapital utjämnas över tiden och realberäknas. Eftersom inkomststatistiken baseras på taxeringen mäts inte inkomster på ett i ekonomisk mening neutralt och symmetriskt sätt. Värdeökningar i aktier och andra tillgångar registreras som inkomst först när man realiserar dem. Kapitalinkomsterna beräknas nominellt även om de helt eller delvis har urholkats av inflationen. Dessa egenskaper i skattereglerna innebär att inkomstfördelningen i den officiella statistiken är svårbedömd. Realisationsvinsterna och därmed inkomstspridningen varierar kraftigt år från år. Olika schablonmetoder används för att realjustera kapitalinkomsterna och utjämna dem över tiden (se underbilaga 3.1). Inkomstspridningen Den officiella inkomststatistiken visar kraftiga variationer i spridningen av den disponibla årsinkomsten över tiden. Inkomstspridningen ökar de år då hushållen väljer att realisera stora nominella värdeökningar i aktier och andra tillgångar. Enligt den officiella statistiken ökade inkomstspridningen, mätt som Gini- koefficienten för justerad disponibel inkomst, från 0,261 till 0,290 mellan 1991 och 1997. Ökningen med 0,029 enheter motsvarar drygt 11 procent. Med korrigerade beräkningar minskar spridningen först för att sedan öka något under senare år. Ökningen mellan 1991 och 1997 blir endast ca 0,008 enheter, dvs. knappt 4 procent. Den statistiska osäkerheten för förändringar i Gini-koefficienten mellan två år uppskattas till ca 0,009-0,017 enheter. Det är främst övergången till ”bostadshushåll” och metoden att justera för försörjningsbörda som förklarar skillnaden mellan den officiella statistiken och den korrigerade beräkningen (se vidare underbilaga 3.1). Diagram 2.3 Spridning i justerade disponibla årsinkomster. Gini-koefficienten 1991-1999 Framskrivningen av inkomstfördelningen från 1997 till 1998 och 1999 tyder på en fortsatt stabil fördelning av den ekonomiska standarden. 2.3 Ekonomiskt utsatta Det är ett centralt mål för fördelningspolitiken att minska risken för fattigdom. Statistiken över personer med en svag ekonomi är dock svårtolkad och skall bedömas med mycket stor försiktighet. Registrerade årsinkomster fångar inte ekonomiska resurser i form av förmögenhet, arv, tipsvinster o.dyl., överföringar inom familjen, inkomster från svartarbete osv. Många människor med en god standard har tillfälligt valt låga inkomster i samband med studier, föräldraledighet, resor etc. Det har tidigare visats att två tredjedelar av alla som räknas till dem med en svag ekonomi hör till grupper vars inkomster är svåra att mäta, som har förmögenhet eller grupper som själva valt låga inkomster. Det är därför inte överraskande att det är relativt få av dem som registreras som fattiga i inkomststatistiken som tar emot transfereringar vilka riktar sig till hushåll med en svag ekonomi, t.ex. socialbidrag. Det kan också finnas ett underutnyttjande som beror på attityder och informationsbrister. Personer med svag ekonomi I den officiella statistiken används ett relativt mått på svag ekonomi: andelen hushåll som har en justerad disponibel inkomst som understiger halva medianinkomsten. I följande analyser används detta mått med de korrigerade beräkningsmetoderna som redovisats ovan. Enligt den officiella statistiken ökar andelen hushåll med en svag ekonomi under 1990-talet. Detta resultat har bekräftats i andra undersökningar. De korrigerade beräkningarna visar i stället en successiv minskning av andelen personer med en svag ekonomi. Framskrivningen till 1998 och 1999 tyder på en relativt stabil andel med en svag ekonomi. Skillnaden förklaras till stor del av att ungdomar över 18 år som bor hemma hos sina föräldrar betraktas som egna hushåll i den officiella statistiken. Hemmaboende ungdomar har oftast låga egna inkomster varför de hamnar under gränsen för en svag ekonomi. De olika korrigeringarna påverkar både nivå och trend (se vidare underbilaga 3.1). Diagram 2.4 Andel personer med svag ekonomi 1991-1999. Procent Om man i stället använder den nya socialbidragsnormen som en ”absolut” gräns för svag ekonomi och exkluderar studerande byts nedgången till en svag uppgång. Den starka ökning som visas i andra undersökningar, bl.a. i Välfärdsbokslutets delrapport, kan således delvis bero på att fler personer studerar allt längre. När fler personer tillfälligt avstår inkomster en kort period i livet, för att över livet få betydligt högre inkomster, ökar således andelen med en svag ekonomi. Även andra känslighetsberäkningar har genomförts. Beräkningar av exempelvis Sen´s fattigdomsindex ger samma bild. Det är ett mått som väger samman beräknat antal personer som har inkomster under halva medianinkomsten med deras relativa inkomstnivå och spridningen i gruppen. 2.4 Barnfamiljernas situation I flera undersökningar under senare år har visats att barnfamiljernas ekonomiska standard utvecklats svagare under 1990-talet än standarden för många andra grupper. År 1991 hade en genomsnittlig barnfamilj en ekonomisk standard som motsvarade drygt 99 procent av genomsnittet i hela befolkningen (diagram 2.5). Denna nivå har minskat successivt och var som lägst drygt 91 procent 1996. De senaste årens ekonomiska återhämtning med en ökad sysselsättning och reformer har dock gynnat barnfamiljerna. En viss relativ förbättring inträffade redan 1997 och framskrivningen till 1999 pekar på att förbättringen fortsätter. Höjningen av barnbidragen och skatte-sänkningen kan förväntas medföra att trenden fortsätter år 2000. Analyser visar att barnfamiljernas marknadsinkomster räknat i procent av genomsnittet för hela befolkningen sjönk betydligt under krisåren. Regelförändringarna i skatte- och bidragssystemen förefaller inte nämnvärt ha missgynnat barnfamiljerna och ensamföräldrarna har skyddats jämfört med andra grupper (se avsnitt 4.2). Mycket tyder således på att försämringarna för barnfamiljer hänger samman med den ekonomiska krisen och arbetslösheten. För ensamstående föräldrar har utvecklingen varit sämre än för gifta/samboende och trenden vänder inte 1997 (se bilagetabell 3.1). Den svaga utvecklingen kan delvis bero på fattigdomsfällor. Många ensamföräldrar har höga marginaleffekter bl.a. eftersom de ofta behöver socialbidrag. När inkomsterna höjs som följd av minskad arbetslöshet och höjda reallöner får ensamföräldrar behålla betydligt mindre än andra grupper. Det kan leda till att de släpar efter i standardutvecklingen. Andelen barn som lever i familjer med en svag ekonomi är internationellt sett mycket låg i Sverige (se avsnitt 4). Andelen har dock ökat något under 1990-talet från som lägst 3,2 procent 1991 till 4,3 procent 1996 (diagram 2.6). En viss minskning inträffade 1997 men framskrivningen till 1999 tyder åter på en viss ökning. Diagram 2.5 Barnfamiljernas medelinkomst i förhållande till samtliga hushåll Diagram 2.6 Andel barn som lever i familjer med svag ekonomi Procent 2.5 Den regionala inkomstspridningen I den fördelningspolitiska redogörelsen i 1999 års vårproposition undersöktes den regionala inkomstspridningen. Det visades att det är relativt obetydliga skillnader i ekonomisk standard efter boendekostnad och barnomsorgsavgift mellan boende i storstäder jämfört med andra regioner och glesbygdskommuner. Det fanns inga tydliga tendenser till ökad spridning i ekonomisk standard mellan personer som bor i olika delar av landet. Den ekonomiska återhämtningen i slutet av 1990-talet förefaller åtminstone inledningsvis att öka de regionala klyftorna i befolkningsutveckling, arbetslöshet och ekonomisk tillväxt. Frågan är naturligtvis om detta också har medfört en ökad spridning i ekonomisk välfärd. Nya beräkningar fram till 1998 tyder på att den regionala spridningen i ekonomisk standard har varit ganska stabil under 1990-talet (diagram 2.7). Den ekonomiska standarden avser individernas genomsnittliga disponibla inkomst i landets så kallade lokala arbetsmarknadsregioner (LA-regioner). Spridningen redovisas som kvoten mellan den genomsnittliga ekonomiska standarden för dem som bor i den åttonde rikaste regionen jämfört med standarden för dem i den åttonde fattigaste. Denna kvot sjönk något under krisåren, dvs. den regionala fördelningen blev något jämnare. Under de senaste årens ekonomiska återhämtning har spridningen ökat något. Totalt sett verkar dock skillnaderna i inkomstnivåer mellan regioner ha varit konstanta under 1990-talet. Känslighetsanalyser med andra kvoter visar samma bild. Diagram 2.7 Den regionala inkomstspridningen Anm: Den regionala decilkvoten definieras som den 8:e rikaste regionens medelinkomst dividerad med den 8:e fattigaste regionens medelinkomst. 2.6 Inkomströrligheten Inkomströrligheten är ett viktigt mått på fördel- ningspolitiken. Rörligheten visar t.ex. hur vanligt det är att personer med låga inkomster ett visst år har högre inkomster under ett senare år. Rörlighetsmått visar därför om chanserna till goda livsinkomster blir mer eller mindre ojämnt fördelade över tiden. Framför allt ger dessa mått bättre kunskaper om hur vanligt det är att människor varaktigt fastnar i en situation med svag ekonomi. I den fördelningspolitiska redogörelsen i 1999 års budgetproposition visades att rörligheten i justerade disponibla inkomster hade minskat under 1990-talet jämfört med tidigare decennier. Huvudförklaringen bedömdes vara att skattereformen medförde betydligt bättre mätningar av kapitalinkomster, bl.a. genom basbreddningen av kapital och bättre kontrolluppgifter. Den ökade arbetslösheten kan också minska rörligheten. Det blir allt svårare för ungdomar och andra grupper att få tillfälliga jobb. Många fastnar under en lång tid på de inkomstnivåer som garanteras i arbetslöshetsförsäkringen. Ju fler som blir förtidspensionerade, långtidssjukskrivna eller beroende av socialbidrag för längre tider, desto mindre blir inkomströrligheten. Frågan är om den ekonomiska återhämtningen har ökat inkomströrligheten. En ny beräkning har genomförts för perioden 1991- 1998 som visar hur individuella disponibla inkomster för personer i åldern 20-64 år förändras över tre år (för en metodredovisning, se underbilaga 3.1). Ca 30 procent av de personer som 1990 tillhörde låginkomstgruppen hade tre år senare en högre inkomst, dvs. de hade flyttat till medelinkomstgruppen (tabell 2.1). Ungefär tre procent av låginkomsttagarna hade fått höga inkomster medan således 67 procent var kvar i låginkomstgruppen 1992. Resultaten i denna så kallade övergångsmatris visar att inkomströrligheten har varit stabil under 1990- talet. Tabell 2.1 Inkomströrlighet. Andel personer som flyttat mellan inkomstgrupper samt Shorrocks index Årtalen avser det sista året i en treårsperiod 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 Låg till medelinkomst 30 28 28 28 29 28 29 Låg till hög linkomst 3 2 3 3 3 3 4 Medel till låg inkomst 12 11 11 12 12 11 12 Medel till hög inkomst 12 11 12 11 11 11 11 Hög till låg inkomst 2 2 1 1 2 1 2 Hög till medelinkomst 20 19 20 19 19 19 20 Shorrocks index (M) 0,048 0,043 0,042 0,042 0,041 0,041 0,045 Källa: Linda, SCB, Finansdepartementets beräkningar. Anm: Låg inkomst avser de 20 procent med lägst inkomst respektive år, hög inkomst de 20 procent med högst inkomst, medelinkomst avser övriga. Inkomströrligheten kan mätas också med det så kallade Shorrocks index (M) avseende Gini- koefficienten . Mobiliteten mäts som den utjämning av inkomstspridningen som uppkommer när undersökningsperioden förlängs. Med detta mått minskar rörligheten något i början av perioden och ökar något den sista perioden 1996-1998. Inkomströrligheten är dock påfallande stabil. 2.7 Förmögenhetsfördelningen SCB undersöker förmögenhetsfördelningen på regeringens uppdrag. De preliminära resultaten visar att förmögenhetsfördelningen är mycket skev. Den rikaste 1 procent hushåll äger ca 20 procent av nettoförmögenheten till marknadsvärde. Det är främst finansiellt kapital i form av aktier eller aktiefonder som koncentreras till de rikaste hushållen. Denna andel har enligt SCB:s statistik varit relativt stabil sedan mitten av 1970-talet. Det är emellertid osäkert hur fördelningen förändrats under 1990-talet. Insamlingen av data och värderingsmetoderna har förbättrats 1997 jämfört med tidigare studier under 1980-talet och början av 1990-talet. Trots dessa förbättringar pekar en jämförelse med finansräkenskaperna på att en ökande andel av det finansiella sparandet inte fångas i de register som är underlag för statistiken om fördelningen av förmögenhet. Det finansiella sparandet har ändrats över tid. Undersökningen fångar inte hela det ökade försäkringssparandet, endast de delar där det finns ett direkt skattepliktigt kapitalvärde. De tillgångar som hushållen har i utlandet finns med endast om de har redovisats i samband med deklarationen. Det finns därför en undertäckning på detta och det är oklart om denna undertäckning har ökat 1997. Sammantaget finns det inga tydliga indikationer på en kraftigt ökad koncentration av förmögenheterna till de rikaste 1 procent av hushållen. En viss ökad spridning i fördelningen av förmögenheter kan dock iakttas. 3 Sveriges inkomstfördelning i internationellt perspektiv OECD har nyligen genomfört en omfattande studie av inkomstfördelning och ekonomisk fattigdom i medlemsländerna. Studien som omfattar 21 länder baseras på nationella beräkningar för perioden från mitten av 1970- talet till mitten av 1990-talet. I detta avsnitt sammanfattas de preliminära huvudresultaten. 3.1 Jämn inkomstfördelning i Sverige Sverige har tillsammans med de andra nordiska länderna en internationellt sett mycket jämn fördelning av de ekonomiska resurserna (tabell 3.1). En viss försiktighet bör iakttagas vid jämförelser av nivåerna. Beräkningarna är harmoniserade men inkomstundersökningarna skiljer sig åt i flera avseenden. Korrigerar man för ”hemma-boende” ungdomar har Sverige den jämnaste fördelningen. Tabell 3.1 Inkomstspridningen (Gini-koefficienten) Nivå i mitten av 1990-talet 1980-talet 1970-talet 1 Danmark 21,7 22,9 2 Finland 22,8 20,7 23,5 3 Sverige 23,0 21,6 23,2 4 Österrike 23,8 23,6 5 Nederländerna 25,5 23,4 22,6 6 Norge 25,6 23,4 7 Japan 26,0 25,2 26,6 8 Schweiz 26,9 9 Belgien 27,2 25,9 10 Frankrike 27,8 27,6 11 Tyskland 28,2 26,5 12 Ungern 28,3 29,2 13 Kanada 28,5 29,0 29,8 14 Australien 30,5 31,2 29,1 15 Storbritannien 31,2 28,6 24,8 16 Irland 32,4 33,1 17 Grekland 33,6 33,6 41,3 18 USA 34,4 34,0 31,3 19 Italien 34,5 30,6 20 Turkiet 49,1 43,5 21 Mexiko 52,6 50,5 52,2 Källa: Förster, M.: Trends and Driving Factors in Income Inequality and Poverty in the OECD Area. OECD/DEELSA.Labour Market and Social Policy Occasional Paper (publ. april 2000) Det finns inga generella tendenser vad gäller inkomstspridningens utveckling under de senaste 20 åren. För de 10 länder det finns data ökade spridningen i fyra, minskade i tre och var stabil i de återstående tre. För den senaste 10-års- perioden finns en tendens till ökad spridning i ungefär hälften av länderna. Sverige har haft en ganska genomsnittlig utveckling. 3.2 Låg andel ekonomiskt svaga De nordiska länderna, med undantag för Norge, och Nederländerna har en låg andel personer med en disponibel inkomst under halva median- inkomsten (tabell 3.2). Även i denna jämförelse överskattas andelen med en svag ekonomi i Sverige eftersom ”hemmaboende” ungdomar räknas som egna hushåll. Tabell 3.2 Andel personer med inkomster under halva medianinkomsten Procent Nivå i mitten av 1990-talet 1980-talet 1970-talet 1 Finland 4,9 5,1 9,9 2 Danmark 5,0 7,0 3 Nederländerna 6,3 3,1 2,5 4 Sverige 6,4 5,9 6,7 5 Ungern 7,3 8,6 6 Österrike 7,4 6,1 7 Frankrike 7,5 8,0 8 Belgien 7,8 10,5 9 Norge 8,0 6,9 10 Australien 9,3 12,2 11,9 11 Tyskland 9,4 6,4 12 Kanada 10,3 11,6 15,5 13 Storbritannien 10,9 6,9 6,4 14 Irland 11,0 10,6 15 Grekland 13,9 13,4 17,8 16 Italien 14,2 10,3 17 Turkiet 16,2 16,4 18 USA 17,1 18,3 15,5 19 Mexiko 21,9 21,3 24,7 Källa: OECD(2000) I Sverige har andelen personer med en svag ekonomi inte förändrats nämnvärt sedan mitten av 1980-talet. Andelen har ökat i hälften av de jämförda länderna och Sveriges utveckling är ganska genomsnittlig. Ökningen har varit störst i Storbritannien, Italien, Österrike och Nederländerna. Med ett absolut fattigdomsstreck definierat utifrån medianinkomsterna i mitten på 1970-talet har fattigdomen minskat i sex av åtta länder för vilka data finns, däribland i Sverige. 3.3 Barnens situation Ett flertal studier har visat att de svenska barnen har en bättre relativ standard än vad som är vanligt i andra länder . Den ekonomiska krisen och besparingarna i Sverige har dock träffat barnfamiljerna hårdare än andra grupper. De nya beräkningarna från OECD visar emellertid att barnen i Sverige fortfarande har en god relativ standard (tabell 3.3). Barnen under 18 år antas i beräkningen få samma del av de disponibla inkomsterna som föräldrarna och barnens relativa standard beräknas i procent av genomsnittet för hela befolkningen. Barnen i Sverige hamnar på tredje plats efter barnen i Belgien och Finland. Tabell 3.3 Barnens relativa disponibla inkomst Nivå 90-talet Förändring (PE) Avser år 1 Belgien 104,9 1983-1995 2 Finland 100,9 2,8 1986-1995 3 Sverige 98,9 -2,2 1983-1995 4 Grekland 97,7 3,5 1988-1994 5 Norge 97,6 1,1 1986-1995 6 Danmark 97,2 -2,5 1983-1994 7 Frankrike 94,9 0,4 1984-1994 8 Ungern 93,0 -6,0 1991-1997 9 Tyskland 90,8 -2,6 1984-1994 10 Nederländerna 89,3 0,0 1985-1994 11 Österrike 89,9 0,1 1983-1993 12 Italien 88,9 -1,3 1984-1993 13 Kanada 87,6 0,0 1985-1995 14 Storbritannien 85,8 -3,8 1985-1995 15 Australien 85,6 -1,1 1984-1994 16 Turkiet 84,7 -4,1 1987-1994 17 USA 84,1 2,5 1984-1995 18 Mexiko 83,2 -1,0 1989-1994 Källa: OECD(2000) Barnen i Sverige har fått en standardförsämring under mätperioden. Det gäller också i flertalet övriga länder. Det bör noteras att mätperioderna varierar. Ett annat viktigt mått är hur stor andel av barnen som lever i familjer med en svag ekonomi. De nordiska länderna och Belgien har färre ekonomiskt utsatta barn än övriga länder (tabell 3.4). I botten återfinns Mexiko och USA där över vart femte barn lever i relativ fattigdom. Tabell 3.4 Andelen barn som lever i familjer med en svag ekonomi Nivå 90-talet Förändring (PE) Avser år 1 Finland 2,1 -0,8 1986-1995 2 Sverige 2,7 -0,3 1983-1995 3 Danmark 3,4 -1,2 1983-1994 4 Belgien 4,1 1983-1995 5 Norge 4,4 0,5 1986-1995 6 Frankrike 7,1 0,5 1984-1994 7 Österrike 7,3 1,8 1983-1993 8 Nederländerna 9,1 5,8 1985-1994 9 Ungern 9,7 1,7 1991-1997 10 Tyskland 10,6 4,5 1984-1994 11 Australien 10,9 -4,6 1984-1994 12 Grekland 12,3 -0,3 1988-1994 13 Kanada 14,2 -1,6 1985-1995 14 Storbritannien 17,4 7,7 1985-1995 15 Italien 18,8 7,3 1984-1993 16 Turkiet 19,7 -0,7 1987-1994 17 USA 23,2 -2,7 1984-1995 18 Mexiko 26,2 1,4 1989-1994 Not: Tabellen avser andelen, angiven i procent, av barnen i respektive land som lever i ett hushåll vars inkomster understiger halva medianen av den justerade disponibla inkomsten för hela befolkningen. Källa: OECD(2000) Andelen barn i familjer med en svag ekonomi har minskat i åtta länder, däribland Sverige, och ökat i åtta. Ökningarna har varit anmärkningsvärda i Storbritannien, Italien och Nederländerna. 4 Skatternas och transfereringarnas utjämningseffekter Perioden 1991-2000 medförde mycket omfattande ändringar i skatte- och bidragssystemen, främst som följd av saneringsprogrammet och återställningarna under senare år. Det är svårt att från statistiken avgöra vad regeländringarna har inneburit. Förändringar i ett system interagerar ofta med ändringar i andra system. Regeländringarna påverkar medborgarnas beteenden, deras arbetsutbud, benägenhet att söka ersättningar, sparande, skatteundandragande osv. Krisen medförde stora förändringar i sysselsättning, utbildning, löner och kapitalinkomster. Saneringsprogrammet har påverkat grundläggande ekonomiska förhållanden som inflation, ränta och efterfrågan i ekonomin. För att bedöma skatternas och transfereringarnas utjämningseffekter används två olika metoder. Den första innebär att man mäter den samlade effekten av ändrade regler och olika förändringar i fördelningen av inkomster. Den andra metoden syftar till att renodla effekterna av ändrade regler. 4.1 Statistisk uppdelning av inkomstspridningen Skatternas och transfereringarnas utjämningseffekter mäts med olika statistiska metoder. I de fördelningspolitiska redogörelserna används en metod som innebär att statistiska mått på spridningen av disponibla årsinkomster delas upp i olika komponenter (dekomponering av Gini-koefficienten, se underbilaga 3.1). Faktorinkomsterna, dvs. summan av löner, närings- och kapitalinkomster, och även pensionerna har blivit mer ojämnt fördelade under 1990-talet (diagram 4.1). Dessa inkomstslag lämnar således ett ökat bidrag till den totala inkomstspridningen, vilket visas genom att kurvan stiger. Denna ökning motverkas framför allt av att skatterna har blivit mer utjämnande. Sociala transfereringar har en betydligt mindre utjämnande effekt men effekten har ökat något under 1990-talet. Diagram 4.1 Olika inkomsters bidrag till inkomstspridningen enligt Gini-koefficienten 4.2 Simulering av regeländringar När vi mäter omfördelningen genom skatter och bidrag med en dekomponering kan en ändrad utjämning bero på ökad arbetslöshet, hushållens anpassning till reglerna eller regeländringarna i sig. Även makroekonomiska och demografiska förändringar kan påverka. För att försöka renodla de direkta fördelningseffekterna av regeländringarna jämförs utfallet av reglerna 1991, 1996 och 2000 på en och samma modellpopulation. Den fråga som ställs här är i stället: Hur har ändrade regler i skatter, socialförsäkringar och bidrag påverkat skattebördan, transfereringarnas fördelning och utjämningen av inkomster? Den konstanta populationen utgörs av HINK97 framskriven till 2000 års demografiska och ekonomiska förhållanden. Vid analysen har inkomstgränser, skiktgränser, tak och gararantinivåer 1991 och 1996 räknats upp till de prisnivåer som gäller år 2000. Huvuddelen av regeländringarna har kunnat efterbildas i detalj men i vissa fall används schablonmetoder och i enstaka fall saknas underliggande data t.ex. avseende sjuklönen (för en teknisk redovisning, se underbilaga 3.1). Momsen fördelas schablonmässigt på varje hushåll i förhållande till den disponibla inkomsten och till konsumtionsprofilerna i SCB:s undersökning av hushållens utgifter (HBU92) Genomsnittliga skatter och transfereringar Regeleffekterna delas upp på skatter (inkl. egen- avgifter), moms, socialförsäkringar samt bidrag (t.ex. barnbidrag, bostadsbidrag). Simuleringen av olika regelsystem på samma modellbefolkning visar att den genomsnittliga direkta skatten per hushåll ökade i fasta priser med 13,2 procent mellan 1991 och 1996, för att sedan sjunka något till 2000 (tabell 4). Socialförsäkringarna och bidragen sjönk från 1991 till 1996 men nivåerna har delvis återställts år 2000. Nettot av skatter och transfereringar har sjunkit påtagligt mellan 1991 och 2000. Dagens regelsystem ger hushållen ca 56 miljarder kronor lägre disponibla inkomster än 1991 års regelsystem räknat på en och samma befolkning. Tabell 4 Genomsnittliga beräknade skatter, socialförsäkringar och bidrag 1991, 1996 och 2000 1991 1996 2000 Förän dr, % 91/00 Förän dr, % 96/00 Direkt skatt 83 800 94 900 93 700 11,8 -1,3 Moms 23 300 20 600 20 600 -11,6 0 Socialförsäkr 75 600 70 400 71 700 -5,2 1,8 Bidrag 14 300 13 700 13 900 -2,8 1,5 Summa skatt 107 100 115 500 114 300 6,7 -1,0 Summa transf 89 900 84 100 85 600 -4,8 1,8 Skatternas fördelning Skatteandelen höjdes från i genomsnitt 29,0 procent år 1991 till 32,7 procent år 1996. Höjningen var relativt störst för dem med högre disponibla inkomster justerade för försörjningsbörda (diagram 4.2). Skatteandelen beräknas som betalda skatter i procent av den totala inkomsten inkl. skattefria transfereringar. Mellan 1996 och 2000 har skatteandelen sänkts något i alla inkomstklasser. Regeländringarna innebär att skattesystemet utjämnar inkomster kraftigare 2000 än 1991. Diagram 4.2 Skatteandelen 1991, 1996 och 2000 Procent Anm: I skatter inräknas inkomstskatt, kapitalskatt, förmögenhetsskatt, hushållens fastighetsskatt, egenavgift och moms I kalkylen ingår huvuddelen av de skatter som hushållen betalar. Under perioden har också arbetsgivaravgifter, energiskatter och andra indirekta skatter samt företagens skatter förändrats. I många fall kan man anta att dessa skatteändringar också berör hushållen. Det saknas dock underlag för att bedöma hur dessa skatteförändringar fördelar sig på hushåll med olika in-komster. Socialförsäkringarnas och bidragens fördelning Socialförsäkringarna inkl. pensionerna har en tydlig fördelningsprofil räknat som andel av total inkomst (diagram 4.3). Socialförsäkringarnas fördelning har förändrats marginellt under perioden. Mellan 1991 och 1996 sänktes ersättnings-graden i många system. Regeländringarna innebar sänkta socialförsäkringar men minskningen var relativt jämnt fördelad över alla inkomstgrupper. De sänkta ersättningarna påverkade således inte utjämningen nämnvärt. År 2000 har socialförsäkringarna ungefär samma relativa nivå och fördelning som år 1991. Diagram 4.3 Socialförsäkringar inkl. pensioner som andel av totalinkomsten 1991, 1996 och 2000 Procent De skattefria bidragen, dvs. barnbidrag, bostadsbidrag, socialbidrag osv., utges i första hand till personer med mycket låga inkomster. Bidragsnivåerna sänktes i saneringsprogrammet. Bidragens omfördelande effekt ökade trots detta något fram till 1996. År 2000 är dock fördelningen lika den för år 1991. Diagram 4.4 Skattefria bidrag som andel av totalinkomsten 1991, 1996 och 2000 Procent Sammanlagda utjämningseffekter Sammantaget ger skatte- och bidragsreglerna år 2000 en större utjämning av inkomsterna än reglerna för 1991. Ett byte av regelsystem innebär sänkta disponibla inkomster för alla inkomstgrupper. Minskningen blir dock störst för hushåll med högre inkomster (diagram 4.5). Personer med låga inkomster har skyddats relativt sett. Diagram 4.5 Förändring av ekonomisk standard i decilgrupper till följd av regeländringar 1991/2000 och 1996/2000 Procent Med 1991 års regler sjunker Gini-koefficienten med 0,278 enheter när man går från fördelningen av marknadsinkomster (faktorinkomst) till disponibla inkomster. Med 2000 års regelsystem minskar Gini-koefficienten med 0,285 enheter, dvs. med ytterligare 0,007 enheter. Huvuddelen av dessa förändringar genomfördes i saneringsprogrammet. Regeländringarna sedan 1996 medför en ökad disponibel inkomst med drygt 1 procent. Ökningen är ganska jämnt fördelad i olika inkomstgrupper utom bland de 10 procent med lägst inkomster som inte fått någon förbättring. En jämställdhetsanalys visar att regeländringarna minskar den disponibla inkomsten lika mycket för män som för kvinnor. De sammantagna regeländringarna i skatte- och bidragssystemen mellan 1991 och 2000 har inte systematiskt missgynnat barnfamiljer (dia- gram 4.6). Ensamföräldrar har skyddats relativt väl. Gifta eller samboende med barn har dock fått en något större minskning av inkomsterna jämfört med andra familjetyper. Den enda grupp som gynnats är ålderspensionärer. Regeländringarna mellan 1996 och 2000 har medfört förbättringar främst för gifta och samboende familjer med barn samt för pensionärer. Diagram 4.6 Förändring av ekonomisk standard i familjetyper till följd av regeländringar 1991/2000 och 1996/2000 Procent Begränsningar Analysen ger naturligtvis inte en fullständig bild av skatternas och transfereringarnas fördelningseffekter. Man bör beakta att jämförelsen mellan 1991 och 2000 avser två regelsystem som skiljer sig avsevärt vad gäller offentlig finansiellt netto. Det beror dels på att det saknas vissa skatter i beräkningen, dels på att skattereformen 1991 var underfinansierad. Bilden skulle givetvis ha blivit något annorlunda om man kunde jämföra regelsystemen vid samma offentligfinansiella netto. Då tvingas man dock påföra mer eller mindre godtyckliga justeringar, t.ex. stiliserade skattehöjningar. Syftet med denna undersökning är dock att jämföra de regelsystem som faktiskt har gällt. De dynamiska fördelningseffekterna fångas inte heller. Höjda skatter kan exempelvis minska arbetsutbudet, vilket kan väntas påverka lönefördelningen. Dynamiska fördelningsanalyser är emellertid svåra att göra eftersom forskarna inte är överens om vilka beteendeförändringar som kan inträffa, hur stora de är eller när i tiden de kan komma. 5 Marginaleffekter vid ökat arbete Det ekonomiska utbytet av arbete påverkar givetvis människors val mellan betalt arbete och tid för annan verksamhet. Ekonomisk teori och de flesta empiriska resultat stöder uppfattningen att ökade marginaleffekter minskar arbetsutbudet. Marginaleffekten är ett mått på hur stor del av en ökad inkomst som faller bort i form av inkomstskatt, inkomstprövade bidrag och avgifter. Ju högre marginaleffekter, desto starkare blir individernas ekonomiska motiv att hålla nere eller inte öka arbetstiden. I återkommande analyser har redovisats synliga marginaleffekter vid en inkomstökning. Denna analys försöker i stället besvara frågan: Hur mycket inkomster försvinner om hushållen ökar sitt arbete? I beräkningen tas hänsyn också till hur arbetstider kan påverka barnomsorgsavgifter, att ökat arbete leder till minskade arbetslöshetsunderstöd osv. Marginaleffekterna analyseras både med typfall och statistiska simuleringar. De synliga marginaleffekterna illustreras bäst med olika typfalls-exempel. De klargör tydligt systemens strukturella egenskaper, t.ex. i vilka inkomstlägen reglerna sammantaget ledet till höga marginaleffekter och vilka system som bidrar mest. För att visa hur vanligt det är med höga marginaleffekter behövs dock statistiska simuleringar. 5.1 Marginaleffekter för typfall I typfallsberäkningarna visas hur den disponibla inkomsten varierar med arbetstiden. Beräkningarna tar hänsyn till den sammantagna effekten av socialbidrag, bostadsbidrag, inkomstskatt, pensionsavgift och avgift för barnomsorg. Beräkningarna avser skatte- och bidragsreglerna för år 2000. (Barnomsorgsavgifterna år 1999.) Beräkningsantaganden Få kan fritt välja sin arbetstid. Vilka valmöjligheter som finns varierar. För att stiliserat visa systemens egenskaper vid olika val av arbetstider beräknas den disponibla inkomsten som en funktion av antal arbetade timmar. Arbetstiden antas vara jämt fördelad över året. Sambandet mellan arbetade timmar och disponibel inkomst varierar mellan olika familjetyper och lönenivåer (se faktaruta). Därför beräknas några olika exempel som är valda för att beskriva när höga marginaleffekter av skatter, bidrag och användaravgifter kan uppkomma. Typfallen är inte statistiskt representativa. FAKTARUTA Löneantaganden: Låg lön antas motsvara en lön på 85 kronor/timme (ca 14 750 kronor/månad), medellön 105 kronor/timme (ca 18 500 kronor/månad) och hög lön 160 kronor/timme (28 100 kronor/månad) . Kommunalskattesats: Genomsnitt exklusive kyrkoavgift, 30,38 procent. Hyror: Genomsnittshyror för bostäder av olika storlek med hänsyn till familjetyp enligt SCB. I beräkningarna har det varit nödvändigt med vissa schabloniseringar. Användaravgifterna för barnomsorg varierar mellan olika kommuner. Vanligtvis beror familjens avgift på inkomst, antal barn och hur lång tid barnen vistas vid förskola eller fritidshem. I dessa beräkningar har en för landet genomsnittlig barnomsorgstaxa beräknats (metoden redovisas i underbilaga 3.1). För att beskriva skatte- och bidragssystemens garantinivå antas förenklat att den som arbetar mindre än heltid vill öka sin arbetstid och erhåller socialbidrag. Socialbidraget reduceras därför med 100 procent av en inkomstökning upp till den lön som ger en disponibel inkomst på samma nivå som socialbidraget garanterar. Fem typexempel För en ensamstående person med två barn ger socialbidragen en garanterad inkomst på ca 11 100 kronor per månad efter betald barnomsorgsavgift (diagram 5.1). Med en låg timlön måste denne ensamföräldrer arbeta drygt 50 procent av heltidsarbete för att få en inkomst över socialbidragsnormen. Vid en hög lön är motsvarande gräns knappt 30 procent. Vid lägre arbetstider ger ett ökat arbete inget ekonomiskt utbyte. Diagram 5.1 Ensamstående person med två barn 4 och 6 år på daghem. Disponibel inkomst i kronor per månad efter barnomsorgsavgift Kr/mån Anm: Hyra 4 500 kronor/månad En ensamstående med två barn erhåller bostadsbidrag vid heltidsarbete, både med en låg lön och medellön. Marginaleffekten vid ökat arbete är därför hög. Då arbetstiden ökar från halv- till heltid ökar den disponibla inkomsten endast med 27 procent vid låg lön. Vid en arbetsinsats om 90 procent av heltid är marginaleffekten 69 procent vid låg lön. Vid hög timlön kan bostadsbidrag erhållas upp till en arbetsinsats som motsvarar drygt 75 procent av heltidsarbete. Den årliga arbetsinkomsten är då 253 000 kronor. Vid denna inkomstnivå är marginaleffekten mycket hög, ca 82 procent. Den höga nivån på marginal-effekten beror på kommunalskatt, statlig skatt och pensionsavgift (sammantagen marginalskatt 53 procent), reduktionen av bostadsbidrag med 20 procent samt att avgiften för barnomsorg beräknas öka med 9 procent vid ökad inkomst och arbetstid. För typfamiljen gifta/samboende med tre barn ger socialbidragen en garantinivå på nära 17 100 kronor per månad efter betald barnomsorgsavgift (diagram 5.2). Båda föräldrarna antas ha låga heltidslöner. I exemplet antas den ena föräldern arbeta heltid. I diagrammet visas hur den disponibla inkomsten i hushållet förändras när den andre förälderns arbetstid ökas. Av diagrammet framgår att den disponibla inkomsten ökar först då arbetsinsatsen uppgår till minst 45 procent av heltidsarbete. Om arbetstiden ökas från halv- till heltid ökar hushållets disponibla inkomst endast med 16 procent. Diagram 5.2 Sammanboende/gifta med tre barn på daghem/fritidshem i åldrarna 3, 5 och 8 år. Disponibel inkomst i kronor per månad efter barnomsorgsavgift Kr/mån Anm: Hyra 6 500 kronor/månad. En förälder antas arbeta heltid med en lön på 14 750 kronor/månad. I typexemplet ökar den disponibla inkomsten knappt alls vid små förändringar i arbetstiden i intervallet runt 75 procent av heltid. Detta beror på att barnomsorgsavgiften typiskt sett stiger kraftigt då barnens närvarotid i barnomsorgen går över gränsen 35 timmar per vecka. För en ensamstående utan barn som är yngre än 29 år är socialbidragens garantinivå ca 6 600 kronor per månad (diagram 5.3). Med en låg timlön måste den unge arbeta över 60 procent av heltidsarbete för att arbetet skall ge ett ekonomiskt utbyte. Med en hög timlön är motsvarande gräns drygt 30 procent av heltid. Diagram 5.3 Ensamstående utan barn under 29 år med ungdomsbostadsbidrag. Disponibel inkomst i kronor per månad Kr/mån Anm: Hyra 2 700 kronor/månad. För en förälder som betalar underhållsstöd blir marginaleffekterna ofta höga (diagram 5.4). Detta typexempel visar hur den disponibla inkomsten varierar för en person med låg lön med betalningsskyldighet (för underhållsstöd) för två barn. Av diagrammet framgår att marginaleffekten i vissa lägen kan vara större än 100 procent. Detta beror på att avgift för underhållstöd inte medför ökat socialbidrag och att den disponibla inkomsten efter avgiften betalts kan sjunka till en inkomststandard som ligger under socialbidragsnormen . Vid heltidsarbete är den disponibla inkomsten endast ca 50 kronor högre än vid inget arbete. Om arbetstiden ökas från halv- till heltid ökar den disponibla inkomsten endast med 7 procent. Diagram 5.4 Förälder som betalar underhållsstöd för två barn. Disponibel inkomst i kronor per månad efter betalning av underhållsstöd Kr/mån Ett exempel har också beräknats för att visa hur den disponibla inkomsten påverkas av en ökad arbetsinsats för en förtidspensionär med restarbetsförmåga (diagram 5.5). En förtidspensionär får arbeta endast i marginell omfattning utan att pensionen sätts ned. Hel förtidspension beviljas den vars arbetsförmåga bedöms vara nedsatt till minst 7/8-delar. En förtidspensionär med full pension kan därför arbeta upp till ca 250 timmar per år utan att pensionen reduceras. Förtidspensionärers bostadstillägg (BTP) reduceras dock med 40-45 procent om inkomsten ökar. Den sammanlagda pensionen (inklusive folkpension) uppgår då till knappt 8 300 kronor per månad. För en förtidspensionär är det ekonomiska utbytet av att öka sin arbetstid inte särskilt stort (diagram 5.5). Den disponibla inkomsten stiger med ca 500 kronor per månad för en arbetsinsats om ca 20 timmar per månad. Timlönen efter skatt och minskat BTP blir omkring 25 kronor. För den som har en högre pension och inte erhåller BTP blir utbytet av arbete naturligtvis högre. Diagram 5.5 Ensamstående förtidspensionär med restarbetsförmåga. Disponibel inkomst i kronor per månad Kr/mån Anm: ATP-pensionen är beräknad med 3,0 pensionspoäng. Hyra 4 500 kronor/månad. Låg timlön. 5.2 Statistiska beräkningar av marginaleffekter En statistisk simulering av marginaleffekter innebär att inkomster och arbetstider ändras systematiskt för ett representativt urval personer. Därefter räknar man om kommunal och statlig inkomstskatt, allmän pensionsavgift, bostadsbidrag, socialbidrag, underhållsstöd samt barnomsorgsavgift. Skillnaden i disponibel inkomst före och efter experimentet används för att mäta marginaleffekten. En viktig fråga för sysselsättningspolitiken är hur marginaleffekterna förändras över tiden. Den fråga som ställs här är vad som händer om alla i förvärvsaktiv ålder, heltidsarbetande, deltidsarbetande, studerande, arbetslösa, förtidspensionärer m.fl. grupper, får möjlighet att öka arbetstiden motsvarande knappt en månad, eller den tid som motsvarar 12 000 kronor per år. I syfte att belysa detta har en jämförelse gjorts av synliga marginaleffekter i 1991 respektive 2000 års skatte- och bidragssystem. Inkomsterna har höjts med 12 000 kronor per månad för alla urvalspersoner i åldersgruppen 20-64 år i HINK- undersökningen 1997 framskriven till 2000 års ekonomiska och demografiska förhållanden. Modellbefolkningen representerar således alla personer (exklusive egenföretagare ) i förvärvsaktiv ålder (ca 5 miljoner personer). För personer med arbetsmarknadsstöd eller socialbidrag har antagits att ersättningarna minskas vid en ökad arbetstid och inkomst enligt reglerna. Förtidspensionärer antas kunna arbeta på denna nivå utan att pensionen reduceras. Övriga skatter och transfereringar räknas om enligt reglerna för 1991 respektive 2000. Den genomsnittliga synliga marginaleffekten blir 44,7 procent vid en beräkning med reglerna för 1991 jämfört med 49,0 procent med reglerna för 2000. Ökningen med 4,3 procentenheter är nettoeffekten av alla regeländringar. Somliga ändringar har minskat marginaleffekterna sedan 1991, t.ex. sänkta arbetsmarknadsstöd, socialbidrag och ändrade bostadsbidrag. Andra ändringar har medfört höjda marginaleffekter, exempelvis ett nytt skikt i skatteskalan för statlig inkomstskatt, höjd kommunalskatt och barnomsorgsavgift, skärpta regler för underhållsstöd. Vidare höjs marginaleffekten som följd av att brytpunkten för statlig inkomstskatt ökat långsammare än löneutvecklingen. Den viktigaste orsaken är dock införandet av egenavgift till det allmänna pensionssystemet. Tabell 5.1 Marginaleffekter år 2000 och enligt reglerna år 1991. Andel av befolkningen Procent Marginaleffekt, % 1991 2000 Differens 0-20 2 2 0 20-30 11 3 -8 30-40 41 35 -6 40-50 10 16 +6 50-60 18 25 +7 60-70 4 4 0 70-80 5 6 +1 80-90 6 6 0 90-100 2 2 0 100 1 1 0 Summa 100 100 0 Genomsnittlig marginaleffekt, procent 44,7 49,0 +4,3 Med 2000 års regler har 15 procent av alla personer i förvärvsaktiv ålder, dvs. ca 750 000 personer, en marginaleffekt vid ökat arbete på över 70 procent. Drygt 80 procent av denna grupp är personer med arbetsmarknadsstöd eller socialbidrag . Denna andel blir ungefär lika stor med 1991 års regler. Skillnaden mellan 1991 och 2000 års regler innebär framför allt att andelen personer med 40-60 procent i marginaleffekt har ökat medan de med lägre marginaleffekter har minskat. I bilagetabell 3.3 visas närmare hur marginaleffekterna förändrats för olika grupper. Där framgår bl.a. att marginaleffekterna har ökat mer för låginkomsttagare och förtidspensionärer än för andra grupper. Marginaleffekterna i skatte- och transfereringssystemen är starkt kopplade till sysselsättningen. Höga marginaleffekter förekommer i begränsad omfattning för heltids- och helårsarbete (tabell 5.2). Tabell 5.2 Andel personer med marginaleffekt om 70 procent eller högre i olika sysselsättningsgrupper och familjetyper år 2000 Procent Familjetyp Arbetslösa/ social- bidrag Deltid Heltid Övriga Samtliga Ensamstående utan barn 76 2 1 23 20 Ensamstående med 1 barn 81 22 2 42 31 Ensamstående med 2 + barn 76 10 13 14 37 Gifta/sambo utan barn 81 2 0 2 8 Gifta/sambo med 1 barn 81 3 0 6 11 Gifta/sambo med 2 barn 87 2 0 7 13 Gifta/samo med 3 + barn 81 2 1 5 18 Samtliga år 2000 79 3 1 14 15 Samtliga med 1991 år regler 80 2 0 2 13 Endast ca 1 procent i denna grupp har en marginaleffekt på 70 procent eller högre. Det är framför allt arbetslösa och socialbidragstagare som får ett svagt ekonomiskt utbyte av att öka sin arbetstid. I denna grupp har 79 procent en marginaleffekt som uppgår till 70 procent eller högre. Antalet personer i denna grupp uppgår till ca 780 000 personer varav 360 000 är arbetslösa eller saknar fast förankring på arbetsmarknaden, 310 000 arbetar deltid och 110 000 arbetar heltid. 6 Ekonomisk marginalisering Fördelningen av disponibla inkomster är inte det enda måttet på välfärdens fördelning. Nobelpristagaren Amartya Sen har fört fram idéer om att studera fördelningen av de individuella funktioner som bestämmer våra handlingsmöjligheter. Under senare år har man uppmärksammat problemet att allt fler människor ställs utanför arbetsmarknaden och inte längre har möjlighet att försörja sig själva. När människor inte deltar i arbetslivet får de svårt att påverka sin ekonomiska situation, vilket ger en ojämnare fördelning av medborgarnas handlingsmöjligheter. Begreppet social exklusion används ofta för att beskriva problemet. Begreppet är inte entydigt. Det är inte detsamma som ekonomisk fattigdom, då de flesta socialt exkluderade har en garanterad ekonomisk standard genom de sociala transfereringarna. Det är inte heller samma som långtidsarbetslöshet, eftersom många socialt exkluderade står utanför arbetsmarknaden på grund av sociala och hälsorelaterade problem. Den sociala exklusionen är mångdimensionell och kan också avse medborgarnas tillgång till boende, sociala försäkringsskydd osv. Ett närliggande begrepp är marginalisering som används i analyser av arbetsmarknaden. Marginaliserade är personer som inte helt har lämnat arbetsmarknaden men har en svag förankring och hög arbetslöshet. Gemensamt för fördelningen av funktionsförmåga, social exklusion och marginalisering är att det handlar om arbete och försörjningsförmåga. Myndigheternas statistik visar en betydande ökning av antalet långtidsarbetslösa, förtidspensionärer, långtidssjuka och socialbidragstagare under krisåren. Mätmetoderna skiljer sig dock åt och personer som går från en ersättning till en annan eller kombinerar ersättningar kan falla utanför. En viktig fördelningspolitisk fråga är därför hur människors möjligheter att försörja sig själva har utvecklats under 1990-talet. I detta avsnitt undersöks med ekonomiska mått medborgarnas arbete och självförsörjning. Inkomstmått på försörjning I det följande används marginalisering som begrepp för människors bristande delaktighet och inkomstmöjligheter, oavsett orsaken till att man har svag anknytning till arbetsmarknaden och oavsett vilken ersättning man får. Inkomststatistiken används för att undersöka hur många som är i ekonomisk mening marginaliserade. Analysen omfattar alla personer i förvärvsaktiv ålder 20-64 år som har en disponibel inkomst över två basbelopp per år (ca 6 100 kronor/månad). Gränsen motsvarar ungefär socialbidragsnormen för en ensam person. Personer med lägre inkomster har uteslutits eftersom deras försörjningssituation är svår att bedöma med hjälp av inkomststatistiken. Där finns så skilda personer som barnlediga utan föräldrapenning, personer som försörjs av anhöriga, institutionsboende, ”jordenrunt- resenärer”, svartarbetare och personer som lever på besparingar, vinster, arv eller kapitalinkomster osv. Det är både personer som har valt att inte arbeta, studera etc. och självförsörjande, men också socialt utslagna. Denna grupp utgjorde 15 procent av alla i åldern 20-64 år 1998. Inkomstslagen delas upp i två grupper. Den ena gruppen utgörs av inkomster av arbete eller de transfereringar man erhåller vid studier eller tillfälligt uppehåll i arbetet. Där ingår exempelvis lön, inkomster från näringsverksamhet, ersättningar i samband med studier, värnplikt eller föräldraledighet. Den andra gruppen avser transfereringar som utges till den som på grund av olika omständigheter har svårigheter att försörja sig själv. Här ingår arbetsmarknadsstöd, sjukpenning, förtidspension, socialbidrag och bostadsbidrag. Summan av de båda inkomstgrupperna ger den totala disponibla inkomsten (exklusive kapitalinkomster, som hålls utanför analysen ). Därefter beräknas andelen av den disponibla inkomsten som består av arbetsmarknadsstöd, sjukpenning, förtidspension, socialbidrag och bostadsbidrag. En klar majoritet (72 %) av personer med minst två basbelopp i disponibel inkomst har högst 10 procent av sina inkomster från transfereringar som arbetsmarknadsstöd, sjukpenning, förtidspension, socialbidrag och/eller bostadsbidrag 1998 (tabell 6.1). Men för ungefär var sjunde person utgörs mer än hälften av den disponibla inkomsten av dessa transfereringar. Tabell 6.1 Andel transfereringar av disponibel inkomst 1998 Andel transfereringar av disponibel inkomst (%) Andel av 20-64- åringar (%) 0-10 72 11-30 8 31-50 5 51-70 4 71-90 4 >90 6 Källa: Linda, SCB, Finansdepartementets beräkningar Marginalisering förutsätter att man mer varaktigt ställs utanför arbete och självförsörjning. Tidsdimensionen är därför central. I följande analys avses med i ekonomisk mening marginaliserade de personer som under tre år i rad har haft en disponibel inkomst som till mer än 50 procent utgörs av arbetsmarknadsstöd, sjukpenning, förtidspension (inkl. sjukbidrag), socialbidrag och/eller bostadsbidrag. Ökad andel ekonomiskt marginaliserade Andelen ekonomiskt marginaliserade har ökat från 5,7 procent 1986-1988 till 9,9 procent 1996- 1998. Under första hälften av 1990-talet var männen marginaliserade i betydligt högre grad än kvinnorna, men 1996-1998 är skillnaden liten (diagram 6.1). Andelen har beräknats för personer som funnits i datamaterialet under vardera treårsperiod. Diagram 6.1 Andel ekonomiskt marginaliserade 1986-1988 - 1996-1998 Procent Källa: Linda, SCB, Finansdepartementets beräkningar Vilka som har störst risk att marginaliseras undersöks med en statistisk modell som beräknar oddskvoter (tabell 6.2). Oddskvoterna anger hur starkt sambandet är mellan risken att bli ekonomiskt marginaliserad och personernas ålder, kön, utbildningsnivå etc. En oddskvot som är större än 1 betyder att faktorn innebär en överrisk för marginalisering. Personer som invandrat till Sverige löper störst risk för marginalisering. Utbildningsnivån har som väntat en stor betydelse. Personer med grundskoleutbildning har en överrisk och de med en högskoleutbildning en underrisk. De äldre (46-64 år) har en betydande överrisk att bli marginaliserade medan yngre människor har mindre risk. Ungdomar som har svårt att etablera sig på arbetsmarknaden kan dock hamna utanför undersökningsgruppen om de inte når upp till en disponibel inkomst på två basbelopp. Tabell 6.2 Risker för olika grupper att marginaliseras ekonomiskt 1991-1993 samt 1996-1998. Personer 20-64 års med minst två basbelopp i dsponibel inkomst Oddskvoter för marginaliserade 1991-93 1996-98 Förändring Kvinnor 0,9 1,0 0,1 Gifta 0,4 0,5* 0,1 Har barn 0-6 år 0,6 0,9 0,3 Invandrat till Sverige 3,2 3,5 0,4 Utbild.nivå, ref: gymn. -Högst grundskola 2,0 1,9 -0,1 - Lägst högskola 0,3 0,4 0,1 Ålder, ref: 36-45 år 20-25 år 0,6 0,4 0,2 26-35 år 0,8 0 -0.1 46-64 år 2,4 1,9 -0,5 * Ej signifikant på 5% nivå. Anm: Oddskvoter beräknade med logistisk regression Familjeförhållandena har också en viss betydelse. Personer som har barn i åldern 0-6 år har en mindre risk än personer utan barn i åldersgruppen. Gifta har en mycket lägre risk än ogifta. Män och kvinnor skiljer sig inte åt vad gäller risken att marginaliseras. En jämförelse mellan 1991-1993 och 1996- 1998 visar att rangordningen mellan de olika faktorerna i stort sett är densamma de båda perioderna. Invandrarnas situation ser dock sämre ut. En närmare analys visar på att detta gäller endast för de som invandrat senare än 1991. Risken har ökat också för personer som har barn under sju år. För den äldsta åldersgruppen ser situationen relativt bättre ut 1996-1998. Ofta är det helt olika processer som leder fram till att man marginaliseras ekonomiskt. Vissa drabbas av så allvarliga handikapp, olyckor eller sjukdomar att de inte kan rehabiliteras och åter integreras i arbetslivet. Andra arbetar deltid men behöver permanent socialbidrag för att man ensam skall försörja flera barn. Många har blivit långtidsarbetslösa som följd av den ekonomiska krisen. En stor grupp har nyligen kommit till Sverige och får vänta på arbete. Dessa personer har bara det gemensamt att de har ställts utanför arbetslivet och förlorat sin möjlighet att försörja sig själv. För andra är det dock inte fråga om renodlade problem med antingen hälsa, arbetslöshet eller försörjning. Ofta är problemen komplexa och flerdimensionella, inte sällan följs ett problem av andra. En stor andel av alla ekonomiskt marginaliserade (44 %) har under en treårsperiod haft kontakt med fler än en myndighet. Det visas av att man har haft flera olika sociala ersättningar (se underbilaga 3). Inkomstuppgifterna för flera år tyder på att åtskilliga personer går från en ersättning till en annan, eller får ersättningar samtidigt från flera myndigheter. Separata analyser för de som huvudsakligen har ersättningar från antingen arbetsmarknadsstöd, förtidspension, socialbidrag respektive sjukpenning visar inte på några avgörande skillnader i riskfaktorernas betydelse för de olika ersättningsgrupperna. Fördelningseffekter En ökande andel ekonomiskt marginaliserade är ett fördelningsproblem i sig för att fler människors får minskade handlingsmöjligheter. Men den får återverkningar också på fördelningen av ekonomiska resurser. Marginaliserade får inte del av den ökade standarden som följer av en högre ekonomisk tillväxt. Det ökar risken för växande inkomstklyftor. De marginaliserade har också svårt att öka sina inkomster genom arbete bl.a. eftersom deras marginaleffekter är höga. En ökad marginalisering kommer därmed att minska inkomströrligheten. Den högre marginaliseringen kan således väntas medföra en ökad spridning av inkomster på både kort och längre sikt. 7 Utvecklingsarbete med fördelningsstatistiken Riksdagen har tillkännagivit att regeringen vid lämpligt tillfälle t.ex. i en kommande budgetproposition bör redovisa hur arbetet fortskrider med att utveckla och bredda fördelningsstatistiken (Prop. 1998/99:1, 1998/99:FiU2, protokoll 35, 36). I detta avsnitt sker en redovisning av pågående utvecklingsarbete och olika problem i fördelningsanalyserna. Sverige intar en ledande plats internationellt när det gäller att följa fördelningen av ekonomiska resurser i landet. Genom forskningstraditioner som går tillbaka till 1920-talet, en tidig uppbyggnad av datorbaserade administrativa register med effektiva kontrollrutiner och ett förutseende statistiskt arbete har SCB utvecklat en inkomststatistik med en kvalitet som få länder kan uppvisa. SCB ansvarar för välfärdsstatistiken, till vilken huvuddelen av fördelningsstatistiken hör. SCB redovisar årligen officiell statistik över inkomstfördelningen, inkomster, skatter och bidrag. SCB:s undersökningar av levnadsförhållanden (ULF), hushållens utgifter (HBU) och boende (BHU) samt lönestatistiken ger också viktiga bidrag till beskrivningen av fördelningen i Sverige. SCB:s avidentifierade databaser är sedan flera år tillgängliga för forskningen till rimliga kostnader och används vid ett flertal forskningsinstititut. Alltmer av SCB:s statistik finns tillgänglig över Internet. SCB ansvarar också för utveckling och underhåll av den statiska skatte- och bidragsmodell som främst används inom regeringskansliet och riksdagen för att analysera olika regelförslag. Inom SCB bedrivs ett kontinuerligt utvecklingsarbete också på uppdrag. Under senare år har ett omfattande arbete bedrivits på regeringens uppdrag bl.a. för att utveckla en longitudinell databas för inkomster och arbete (LINDA), statistik över den offentliga konsumtionens fördelning samt förmögenhetsfördelningen. Ett stort antal förslag till förbättringar i fördelningsstatistiken har nyligen lagts fram av SCB som bl.a. innebär att dessa områden skall införas i den ordinarie anslagsverksamheten. Även inom den sociala forskningen bedrivs ett omfattande arbete för datainsamling och analys av fördelningen av välfärden. Levnadsnivåundersökningen, som kontinuerligt följt välfärdens fördelning sedan 1968, uppdateras nu med en stor undersökning 2000. Resultaten har blivit uppmärksammade i Sverige, där de fungerat som ett kunskapsunderlag i den politiska debatten. Den svenska välfärdsforskningen har väckt stort intresse i det internationella forskarsamhället På riksdagens uppdrag (FiU 1986/87:3, Rskr 27, FiU 1992/93:30, rskr 1992/93:447 samt FiU 1998/99:2, Prot. 35, 36) lämnar regeringen sedan 1994 regelbundet en fördelningspolitisk redogörelse i anslutning till budgetpropositionen och/eller vårpropositionen. Fördelningseffekter av föreslagna regeländringar redovisas i Finansplanen eller i särskilda propositioner. De återkommande fördelningspolitiska redogörelserna syftar till att bredda och fördjupa fördelningsanalyserna. De har, förutom en bedömning av den aktuella utvecklingen av inkomstspridningen, omfattat undersökningar av bl.a. långsiktiga trender i inkomstfördelningen, inkomströrligheten, den regionala inkomstspridningen och den offentliga konsumtionens fördelningseffekter. De statistiska analyserna av jämställdheten har också utvecklats inom SCB och genom Kvinnomaktsutredningens arbete. Regeringen redovisar årligen en statistisk redogörelse över kvinnors och mäns ekonomiska situation. Regeringskansliet bedriver tillsammans med SCB och forskare ett utvecklingsarbete om jämställdhetsbokslut. Även det internationella samarbetet har breddats. SCB och forskare i Sverige samarbetar sedan mer än 10 år med ett omfattande internationellt forskningsprojekt, "Luxemburg Income Study" (LIS). OECD:s intresse för inkomstfördelning och ekonomisk fattigdom har vuxit betydligt under senare år. Flera omfattade studier har genomförts, bl.a. med hjälp av några av världens ledande forskare. Under senare år har det undersöks vilka grupper som drabbats av permanent fattigdom och vilka faktorer som bestämmer in- och utflöde i fattigdom. EU:s gemensamma statistikmyndighet Eurostat bedriver sedan flera år ett utvecklingsarbete för att kunna beskriva inkomstfördelning och fattigdom på ett enhetligt sätt. En särskild undersökning genomförs numera av hushållens inkomster och utgifter (European Community Household Panel, ECHP) och Sverige medverkar med data från ULF. EU finansierar också ett omfattande forskningsprojekt som syftar till att utveckla en gemensam simuleringsmodell för skatter och bidrag för medlemsländerna (EUROMOD). SCB och Finansdepartementet medverkar både med dataunderlag och utvecklingsarbete. Den samlade bedömningen är att fördelningsstatistiken tilldrar sig ökat intresse både i Sverige och utomlands. Stora förbättringar har under senare år skett i Sverige avseende dataunderlagens kvalitet och innehåll, tillgängligheten till data, analysmetoder, möjligheten att simulera ändrade skatter och bidrag och internationell jämförbarhet. Fortfarande finns det dock betydande brister i underlaget för fördelningsanalyser. Det som framför allt saknas är longitudinella data med ett brett innehåll och en god kvalitet. Inkomstspridning och ekonomisk fattigdom kan inte beskrivas väl med årsdata. Tidsdimensionen är nödvändig för analyserna. Tillgången till registerbaserade longitudinella data har ökat under senare år. Det har förbättrat möjligheterna att beskriva fördelningen av ekonomiska resurser, exempelvis risken för permanent fattigdom och inkomströrlighet. Registerdata ger emellertid begränsade möjligheter att analysera vad som orsaker förändringarna. De inkomstskillnader som registreras i statistiken beror på många faktorer. De grundläggande skillnader som beror på människors olika förmåga och möjligheter är vad fördelningspolitiken huvudsakligen syftar till att utjämna. Men skillnader uppkommer också då människor värderar konsumtion och arbete olika beroende på ålder, familjeförhållanden, värderingar m.m. Dessutom påverkas fördelningen av slumpmässiga händelser. En del råkar vinna på Lotto, andra förlorar makens försörjning vid en skilsmässa. Fördelningsstatistiken bör förbättras i första hand genom bättre data som ökar förståelsen för hur spridningen i inkomster uppkommer. Det behövs både för utvärderingen av politiken och för samhällsdebatten om vilka åtgärder som kan övervägas för att bevara en jämn inkomstfördelning. Därför bör statistiken över hushållens allokering av resurser över livet förbättras. Det bör övervägas hur en longitudinell och integrerad hushållsstatistik om inkomster, sparande, konsumtion och förmögenhet kan utvecklas, inkl. uppgifter om den offentliga konsumtionen. I en sådan statistik bör också finnas uppgifter om arbetstid och lön av god kvalitet. En fortsatt förbättring av lönestatistiken är därför angelägen. Slutligen behövs det bättre information om hushållens värderingar. Registerdata måste därför kompletteras med enkäter eller intervjuer. Flera intressanta exempel på denna statistikutveckling finns i andra länder. I USA:s Health and Retirement Study (HRS) sammanförs t.ex. vartannat år både registeruppgifter och intervjudata för ett stort antal personer. Syftet är bl. a. att svara på vad som påverkar en persons beslut att gå i pension och hur sparande och konsumtion sker över livet. Underbilaga 3.1 Definitioner och beräkningsmetoder Definitioner och begrepp Disponibel inkomst: Hushållets totala inkomster från arbete, kapital och transfereringar minus betald skatt, betalt underhållsbidrag samt återbetalning av studiemedel och socialbidrag. Erhållna studiemedel betraktas som transferering. Individuell disponibel inkomst: Då hushållsbegreppet i LINDA är bristfälligt används individens disponibla inkomst för personer 20 år och äldre utan justering för försörjningsbörda. Skattefria hushållstransfereringar summeras på hushållsnivå och delas lika mellan de vuxna i hushållet. Median: 50 procent av befolkningen har lägre inkomst än medianinkomsten. Gini-koefficient: Det vanligaste måttet på ojämnheten i inkomstfördelningen vilket antar värdet 0 när inkomsten är lika för alla och värdet 1 vid maximal ojämnhet, dvs. när en person får alla inkomster. Koefficienten är mest känslig för vad som händer i mitten av fördelningen. Den kan sägas visa hur stor den förväntade inkomstskillnaden är mellan två slumpmässigt valda individer/hushåll. Om Gini-koefficienten är 0,250 och medelinkomsten för alla är 90 000 kronor skall man vänta sig att den genomsnittliga skillnaden är 2*0,250 eller 50 procent av medelinkomsten, dvs. 45 000 kronor. Decilgrupp: Befolkningen delas in i 10 lika stora grupper där de 10 procent med lägst standard hamnar i decilgrupp 1, de med näst lägst standard i decilgrupp 2 osv. ända upp till decilgrupp 10 med den högsta ekonomiska standarden. Decilkvot: Den disponibla inkomsten (vid övre decilgränsen) bland dem med högre ekonomisk standard divideras med inkomsten för dem med lägre standard. Socio-ekonomisk grupp: Personerna indelas i grupper efter yrke och anställningsförhållanden med hänsyn till organisationstillhörighet och utbildningskrav. Korrigering av hushållsbegrepp, inkomstbegrepp och ekvivalensskala Individens ekonomiska standard: Hushållets justerade disponibla inkomst påförs samtliga personer i hushållet. Redovisning sker sedan på individnivå. Bostadshushåll: Alla personer som bor i samma bostad (fr.o.m. 1997 "kosthushåll" med ytterligare krav på en gemensam hushållsekonomi och kosthållning). Detta hushållsbegrepp finns endast tillgängligt för åren 1991 samt 1993-1997. För 1992 redovisas genomsnittet av värdena 1991 och 1993. Justering för försörjningsbörda: För att kunna jämföra konsumtionsmöjligheter i familjer med olika sammansättning måste man justera hushållets inkomst. Till det används en ekvivalensskala som ger varje hushåll en viss ”konsumtionsvikt” beroende på hur många vuxna och barn som lever tillsammans. Varje land använder sin egen skala, en del baserade på vad hushållen faktiskt konsumerar, andra på expertbedömningar vad olika hushåll behöver äta m.m. Den ekvivalensskala som används i Sveriges officiella statistik ger jämfört med andra länder stor tyngd till barn och tar liten hänsyn till stordriftsfördelar. Den tar inte heller hänsyn till hur boendekostnader varierar med hushållsstorlek. Vad som kan anses vara en skälig lägsta standard för familjer med olika sammansättning beslutades av riksdagen 1997 genom införandet av riksnormer för socialbidragen. Den nya normen innebär bl.a. att för familjen gemensamma belopp införs för olika kostnadsposter. Därmed tar normen mer hänsyn till stordriftsfördelarna. Det kan vara rimligt att jämförelser av konsumtionsmöjligheterna i familjer med olika sam-mansättning utgår från riksnormen. Genom sin komplicerade konstruktion med många olika belopp beroende på ålder, kostnadspost m.m. är det emellertid svårt att direkt översätta den nya riksnormen till en överskådlig ekvivalensskala. Därför har normen parametriserats. För varje hushåll i HINK97 har ett normbelopp beräknats inklusive en schablonmässig boendekostnad och inklusive schablonmässiga men normala utgifter utöver normen för kostnader för vård och möbler. Utifrån denna ”empiriska” skala anpassas en modell med antal vuxna och antal barn som förklarande variabler. Följande ekvivalensskala avspeglar väl riksnormen. Hushållets konsumtionsvikt = (N+0,7*n) 0,7 där N = antal vuxna, n = antal barn Jämförelser mellan den ”empiriska” skalan och normbelopp beräknade enligt denna ekvivalensskala visar överlag en god anpassning för familjer med upp till fyra barn. Familjer med fler barn erhåller en något för låg relativ vikt (underbi-lagediagram 1). Underbilagediagram 1 Empirisk ekvivalensvikt enligt nya socialbidragsnormen jämfört med parametriserade värden, beräknade i HINK97 Realjusterade kapitalinkomster: Hushållens ränteinkomster och ränteutgifter utom egnahemsräntor realberäknas, dvs. korrigeras med inflationen enligt konsumentprisindex. Inkomster och skatter av faktiska försäljningar av aktier m.m. ersätts med en schablonmässigt beräknad kapitalinkomst efter skatt baserad bl.a. på hur stor hushållets förmögenhet är och på börsens utveckling. Avkastningen antas motsvara den genomsnittliga årliga förändringen av börsens värde för de senaste fem år och hushållens förmögenhet uppskattas med hjälp av kontroll-uppgifter om aktie- och fondtillgångar. På grund av ofullständiga data om förmögenheterna kom-mer de reala kapitalinkomsterna att underskattas för de personer där den procentuella avkastningen på kapitalet är högre än genomsnittet. Effekter av korrigeringarna Korrigeringarna påverkar såväl nivå som trend i inkomstspridningen och andelen personer med inkomster under halva medianen. Här redovisas korrigeringarnas separata effekter vid en jämförelse med officiella definitioner. Med nivå avses den genomsnittliga nivån under undersöknings-perioden, med trend avses den lutning som erhålls om en regressionslinje anpassas till de observerade värdena. De separata effekterna kan beräknas på olika sätt. De kan testas genom att en korrigering adderas till nästa i en följd. Då kommer ordningen i vilken förändringarna införs att ha betydelse för effekterna. Korrigeringarna kan också testas var och en helt separat. Här redovisas en kombination av metoderna. Först införs individvikter och sedan bostadshushåll efter varandra. I ett andra steg används denna individviktade bostadshushållsserie som referens när effekterna av ekvivalensskalan och inkomstbegreppet beräknas. Ekvivalensskalan och inkomstbegreppet kan där-med utvärderas oberoende av i vilken ordning de införs. Underbilagetabell 1 Effekt av korrigeringarna på inkomstspridningen (Gini-koefficienten) Korrigering Nivå Trend Individvikter -0.0125 -0.0002 Bostadshushåll -0.0130 -0.0017 Ekvivalensskala -0.0108 -0.0006 Realt inkomstbegrepp -0.0078 -0.0003 Underbilagetabell 2 Effekt av korrigeringarna på andelen personer med låg inkomst Korrigering Nivå Trend Individvikter -2.1934 -0.0420 Bostadshushåll -1.7514 -0.1441 Ekvivalensskala -0.1097 -0.1264 Realt inkomstbegrepp 0.3565 -0.1353 Framskrivning av inkomstfördelningen Uppgifterna i HINK97 om hushållens inkomster, räntor, boendekostnader osv. skrivs fram till de värden som förväntas prognoserna i Svensk ekonomi (bilaga 1). Befolkningens sammansättning, sysselsättningen och de allmänna pensionerna aktualiseras genom en särskild omviktningsmetod. Lönefördelningen skrivs fram differentierat efter utvecklingen i privat sektor och offentlig sektor. Den privata sektorn är indelad i tre delsektorer, den offentliga i stat och kommun. Inom varje delsektor beaktas förutom löneutvecklingen också skillnader i arbetstidens utveckling. Skatter, socialförsäkringar, bidrag osv. räknas om enligt reglerna för respektive år. Framskrivningen visar således hur inkomstfördelningen skulle se ut 1998 och 1999 om hushållens inkomster i HINK97 förändras enligt prognoserna och med de nya skatte- och bidragsreglerna. Genom framskrivningen efterbildas delvis många strukturella förändringar och ändrade beteenden, exempelvis ökningen av antalet ATP-pensionärer, förändringen av antal förvärvsarbetande i olika sektorer, antal arbetslösa och antal i olika arbetsmarknadsåtgärder. Andra förändringar beaktas endast partiellt och indirekt t.ex. förändringar av antal i utbildning och antal förtidspensionärer. Rörlighetsmått Övergångsmatris: Inkomströrligheten mäts genom att man beräknar hur stor andel personer som flyttat från en inkomstgrupp till en annan grupp mellan två mättillfällen. Shorrocks index: (R) är kvoten mellan spridningen av den sammanlagda inkomsten under en flerårsperiod och det viktade medelvärdet av den årliga inkomstspridningen under samma period. R är ett mått på inkomsternas rigiditet, medan inkomsternas rörlighet eller mobilitet (M) definieras som M=1-R. Mobilitet betraktas enligt denna definition som graden av utjämning av inkomstspridningen som uppkommer av att undersökningsperioden förlängs. Dekomponering av inkomstspridningen Uppdelning av den uppmätta totala inkomstspridningen sker i ett antal klart avgränsade delkomponenter (t.ex. inkomstslag). Varje delkomponent är i sin tur en produkt av två faktorer, en för de olika inkomstkomponenternas storlek och en annan som visar hur ojämnt fördelade de olika delkomponenterna är (Gini–koefficienten (G) kan t.ex. skrivas som G = V1*K1 + V2*K2 + ... + Vi*Ki + ... + Vn*Kn där Vi och Ki står för vikt respektive koncentrationsindex för inkomstkomponent i). Genom att jämföra dekomponerade mått på inkomstfördelningen för olika år kan man analysera t.ex. de olika inkomstslagens bidrag till den förändring som registreras på aggregerad nivå. Det gäller såväl effekten av förändringar i de olika inkomstslagens betydelse för hushållens totala inkomster som förändringar av de olika inkomstslagens fördelning i befolkningen. Den inkomst som dekomponeras är disponibel inkomst som den definieras i den offentliga inkomststatistiken. Anledningen är att dekomponeringsmetoden inte kan hantera negativa inkomster och den negativa realräntan 1991 medför att många hushåll har negativa värden på vissa inkomstslag vid en realberäkning. Simulering av regeländringar Beräkningarna är utförda i HINK97 framskriven till 2000 års demografiska och ekonomiska förhållanden. Basbelopp och fasta belopp i regelsystemen för 1991 och 1996 har anpassats att gälla prisnivån för år 2000. De flesta regeländringar mellan 1991 och 2000 har efterbildats fullständigt. Det finns dock ett antal regeländringar där dataunderlag saknas eller där olika typer av antaganden har måst göras. Sjukpenningreglerna för 1997 innebar att sjuklön utbetalades till alla anställda de 28 första dagarna, varför inga sjukfall kortare än 28 dagar finns i HINK97. Med hjälp av särskilda uppgifter från RFV har SCB delvis återskapat sjukmönster för sjukfall på 15-27 dagar. Enligt 1991 års regler fick anställda sjukpenning redan 1:a dagen. Effekter av karensdagar och ändrad ersättning för sjukfall med sjuklön som varar under 15 dagar har inte kunnat beaktas. En minskad subventionsgrad av barnomsorgsavgifterna under 1990-talet har beaktats schablonmässigt genom en justering av disponibel inkomst. Basbelopp och skattegränser har justerats så att basbeloppshöjningen mellan 1991 och 2000 helt följt inflationsutvecklingen. Den nedre skiktgränsen för statlig skatt har höjts med inflationen +2% i enlighet med reglerna år 1991. Momsen fördelas schablonmässigt på varje hushåll i förhållande till den disponibla inkomsten och till konsumtionsprofilerna i SCB:s undersökning av hushållens utgifter (HBU92). Effekten av ändrad moms har beräknats med hjälp av en regressionsanalys där utgifterna varieras med ett antal bakgrundsfaktorer. De förklarande variabler som använts är disponibel inkomst, ålder samt antal vuxna och barn i hushållet. Regressionsekvationen används vid simuleringen. Hushållets disponibla inkomst justeras med momsförändringen. Det har förenklat antagits att hela momsförändringen påverkar hushållens disponibla inkomst. Analysen är statisk, dvs. hushållen förutsätts inte ändra sitt konsumtionsbeteende. Momsreglerna innebär att momspåslaget har uppskattats vara ca 13 miljarder högre med 1991 års regler än enligt reglerna för år 1996 och år 2000. För 1991 innebär detta en inflation, varför basbeloppet har höjts med 1,2 procent för detta år. Marginaleffekter och beräkning av barnomsorgsavgifter Vid beräkning av barnomsorgsavgifterna har 1999 års regelsystem använts. Som underlag för beräkningen har ett vägt genomsnitt av 70 kommuners barnomsorgstaxesystem använts. Den beräknade genomsnittliga barnomsorgstaxan varierar med antalet timmar i barnomsorg, inkomst och antal barn. I typexemplen med barn i förskoleåldern antas schablonmässigt att barnen vistas på daghem en timma längre än föräldrarnas arbetstid för sambo/gifta och två timmar utöver arbetstiden för ensamstående. Det antagna tillägget utgör tid för att hämta och lämna barn i barnomsorgen. På detta sätt beräknas, i teknisk mening, hur lång tid barnen vistas i barnomsorg som en funktion av arbetstiden. Vistelsetiden i barnomsorg påverkar disponibel inkomst med den givna definitionen av disponibel inkomst. Barnomsorgstaxorna är i många kommuner så konstruerade att vid vissa övergångar till en annan närvarotid förändras taxan relativt kraftigt. Sådana "brytpunkter" är vanliga vid gränserna 30 och 35 timmars närvarotid per vecka. I den beräknade genomsnittliga barnomsorgstaxan återspeglas denna effekt i vissa typexempel. Ekonomisk marginalisering Analyserna bygger på LINDA-databasen och på individuella disponibla inkomster (se ovan). Inkomster har behandlats på följande sätt: Arbetsmarknadsstöd inkluderar kontant arbetsmarknadsstöd, ersättning från arbetslöshetskassa vid arbetslöshet och vid arbetslivsutveckling samt utbildningsbidrag vid arbetsmarknadsutbildning och andra åtgärder (dock inte anställningsstöd t.ex. i form av rekryteringsstöd eller utbildningsvikariat). Sjukpenning inkluderar sjukpenning, arbetsskadeersättning, rehabiliteringsersättning, havandeskapspenning, smittbärarpenning och sjuklönegaranti (sjuklönereformerna minskar även här jämförbarheten). Förtidspension avser förtidspension, sjukbidrag, handikappersättning, bostadstillägg och särskilt bostadstillägg för pensionärer. Bostadsbidrag inräknas eftersom nivån på socialbidraget är beroende av bostadsbidraget. Kapitalinkomster efter skatt har exkluderats från den disponibla inkomsten för att inkomstmåttet bättre skall fånga försörjningen genom arbete. Annars skulle exempelvis en arbetslös som tvingats sälja sin bostadsrätt inte räknas som marginaliserad om realisationsvinsten blev hög. Effekten på resultaten av detta är dock mycket liten. Samgång mellan ersättningssystem. Ungefär 44 procent av alla ekonomiskt marginaliserade har under en treårsperiod 1996-1998 haft minst två av ersättningarna arbetsmarknadsstöd, socialbidrag, förtidspension och socialbidrag (underbilagetabell 3). Förtidspension var den vanligaste ersättningen, och också den som mest sällan kombinerades med andra sociala ersättningar. Det var 14 procent som hade arbetsmarknadsstöd som enda ersättning, medan 41 hade arbetsmarknadsstöd enbart eller i kombination med andra ersättningstyper. Sjukpenning och socialbidrag är ovanliga som enda sociala ersättning. Underbilagetabell 3 Ekonomiskt marginaliserade fördelade efter antal ersättningar under 1996-1998 Som enda ersättning +en ersätt- ning +två ersätt- ningar +tre ersättn ingar Total andel med ersätt- ningen Arb.stöd 14 18 8 1 41 Sjukpenning 2 18 10 1 31 Förtidspension 37 14 4 1 57 Socialbidrag 4 15 8 1 27 Totalt 56 33 10 1 100 Källa: LINDA, SCB, Finansdepartementets beräkningar Den vanligaste kombinationen är arbetsmarknadsstöd tillsammans med sjukpenning (19 %) eller socialbidrag (15 %), men förtidspension i kombination med socialbidrag (12 %) eller sjukpenning (9 %) förekommer också rätt ofta. Oddskvoter har beräknats med hjälp av en logistisk regressionsmodell för att renodla vilken betydelse olika faktorer har för risken att marginaliseras. Renodlingen innebär att oddskvoterna visar en faktors betydelse utan inverkan av andra faktorer som också kan påverka. Oddskvoten jämför till exempel kvinnor med män som har samma utbildningsnivå, familjeförhållanden, invandrarbakgrund etc. Modellen bygger dock på antaganden om hur de olika faktorerna adderar till varandra, vilket kan ge en viss osäkerhet. Oddskvoterna anger hur starkt sambandet är mellan risken att marginaliseras och personernas ålder, kön, utbildningsnivå etc. En oddskvot som är större än 1 betyder att faktorn innebär en överrisk för marginalisering. Till exempel innebär en oddskvot på 1,88 för personer med högst grundskoleutbildning att dessa har större risk att marginaliseras än vad gymnasieutbildade (referensgruppen) har. När det handlar om risker, t.ex. sannolikheten att marginaliseras, som ligger mycket närmare noll än ett så ligger oddskvoterna nära de relativa riskerna. En relativ risk på två innebär att det är dubbelt så stor risk för en kvinna att marginaliseras som vad det är för en man. Oddskvoter för olika ersättningsgrupper. De ekonomiskt marginaliserade omfattar förtidspensionärer, långtidsarbetslösa, långtidssjuka och människor som av andra skäl inte kan försörja sig själva. Riskfaktorernas betydelse för sannolikheten att hamna i dessa fyra grupper skiljer sig generellt inte nämnvärt åt, med vissa undantag för gruppen som huvudsakligen försörjs av socialbidrag. Gifta och personer med barn har en överrisk att hamna i denna grupp, men ingen eller en underrisk att hamna i övriga ersättningsgrupper. Det motsatta gäller för personer över 45 år. Dessutom är invandrarnas överrisk att hamna i denna grupp betydligt större än överrisken att hamna i övriga ersättningsgrupper. Effekterna av kön och utbildningsnivå är i stort sett desamma som i övriga ersättningsgrupper. För övriga ersättningsgrupper gäller att invandrare, lågutbildade och den äldsta åldersgruppen har överrisker och att gifta, högutbildade, yngre åldersgrupper har underrisker. I grupperna ingår de personer som endast mottar ersättning från ett system eller där mer än 75 procent av ersättningarna kommer från ett system. Totalt gäller detta för 86 procent av de ekonomiskt marginaliserade. Underbilagetabell 4 Risker för olika grupper att marginali- seras ekonomiskt för olika ersättningsgrupper 1996-1998 Samtl. Ersättningsgrupper Arb.- stöd Sjuk- penn- ing Förtids- pension Soc. bidr. Kvinnor 1,0 0,7 1,3 1,2 1,1* Gifta 0,5 0,5 0,7 0,4 1,3 Har barn 0-6 år 0,9 1,0* 0,9* 0,3 1,8 Invandrat till Sverige 3,5 2,5 2,5 2,0 34,7 Utbild.nivå, ref: gymn. -Högst grundskola 1,9 1,4 1,5 2,2 1,7 - Lägst högskola 0,4 0,4 0,5 0,3 0,5 Ålder, ref: 36-45 år 20-25 år 0,4 0,6 0,2 0,3 1,1* 26-35 år 0,7 1,0* 0,8 0,4 0,9* 46-64 år 1,9 1,3 1,1* 2,9 0,7 * Ej signifikant på 5 %-snivån Källa: LINDA, SCB, Finansdepartementets beräkningar Bilagetabell 3.1 Individernas disponibla inkomst justerad för försörjningsbörda 1991-1999 samt förändring 1991-1999. 1999 års priser. Medianer samt medelvärden för decilgrupper 1991 1995 1997 1991/97 % 1997/991 % 1991/991 % Samtliga 118 500 110 800 114 700 -3,2 7,4 3,9 Kön Kvinnor 115 600 108 200 111 700 -3,4 7,0 3,4 Män 121 700 113 800 117 600 -3,4 7,4 3,8 Ålder -17 114 400 103 200 105 800 -7,5 8,0 -0,1 18-24 116 300 95 400 106 600 -8,3 4,3 -4,4 25-34 120 400 110 600 115 500 -4,1 10,0 5,5 35-44 126 900 114 100 116 500 -8,2 7,7 -1,1 45-54 149 200 136 800 140 500 -5,8 7,1 0,8 55-64 138 800 134 700 143 000 3,0 6,0 9,2 65-74 98 500 105 900 110 800 12,5 3,8 16,7 75- 78 800 90 300 91 100 15,6 4,8 21,2 Familjetyp Ensam utan barn 116 800 106 000 113 800 -2,6 7,5 4,7 Ensam 1 barn 105 800 99 700 97 900 -7,5 4,8 -3,0 Ensam 2+ barn 98 100 86 500 90 100 -8,2 4,0 -4,5 Sambo utan barn 156 200 147 200 154 200 -1,3 6,3 4,9 Sambo 1 barn 140 200 129 300 132 200 -5,7 8,3 2,1 Sambo 2 barn 125 100 114 700 117 700 -5,9 8,6 2,2 Sambo 3+ barn 110 300 99 100 100 300 -9,1 7,5 -2,3 Övriga familjer 115 200 107 200 123 500 7,2 .. .. Ensam ålderpensionär 81 400 90 000 90 900 11,7 4,5 16,7 Samboende ålderspens 99 100 110 100 112 100 13,1 3,5 17,1 Decilgrupper (medelvärden) 1 48 700 48 500 55 800 14,6 3,0 18,1 2 80 000 78 400 80 500 0,6 5,6 6,2 3 92 800 88 900 91 300 -1,6 6,5 4,8 4 103 700 97 500 100 300 -3,3 6,8 3,3 5 113 600 106 200 109 700 -3,4 7,2 3,6 6 123 800 115 800 120 000 -3,1 7,4 4,1 7 135 700 126 500 132 100 -2,7 7,2 4,3 8 150 200 139 900 147 200 -2,0 7,1 5,0 9 170 300 160 400 169 600 -0,4 6,8 6,4 10 247 900 228 400 269 600 8,8 5,5 14,7 Andel under halva medianen, % 5,3 4,3 3,6 Andel av total inkomst 1 % med högst standard 4,0 3,6 5,3 10 % med högst standard 19,6 19,2 21,1 1Framskrivnin Bilagetabell 3.2 Marginaleffekter år 2000, åldersgruppen 20-64 år Mind- re än 20 % 20- 39% 40- 59 % 60- 69 % 70- 79% 80- 89% 90- 99% 100 % Summa Medel- tal (%) Antal individer , tusental Samtliga 2 38 41 4 6 6 2 1 100 49 5 034 Kön Män 2 33 47 4 7 4 2 1 100 50 2 546 Kvinnor 3 43 33 4 6 8 2 1 100 48 2 488 Förvärvsstatus Kort deltid 1 41 18 7 13 16 3 1 100 54 357 Lång deltid 0 39 35 5 10 10 1 0 100 50 756 Heltid 0 38 56 3 2 1 0 0 100 47 2 870 Förtidspension 0 59 17 4 13 5 1 1 100 48 414 Övriga 15 24 10 7 13 16 11 4 100 57 637 Förvärvsinkomst Under 100 000 kr/år 12 40 13 6 9 9 8 3 100 49 935 100 000 - 150 000 kr/år 0 42 23 5 10 17 3 0 100 54 629 150 000 - 200 000 kr/år 0 39 37 4 11 8 1 0 100 49 1012 200 000 - 250 000 kr/år 0 73 18 4 4 1 0 0 100 41 1092 250 000 - 300 000 kr/år 0 11 83 3 2 1 0 0 100 52 667 Minst 300 000 kr/år 0 0 97 2 1 0 0 0 100 54 699 Familjetyp Ensamstående 0 barn 3 41 31 5 10 7 2 1 100 50 1 582 1 barn 2 13 42 13 7 14 7 2 100 62 127 Minst 2 barn 2 5 31 25 8 15 11 3 100 67 95 Gift/sammanboende 0 barn 2 47 41 2 4 4 0 0 100 46 1 603 1 barn 2 35 49 3 5 4 2 0 100 48 584 2 barn 1 30 53 3 5 6 2 0 100 50 711 Minst 3 barn 3 26 48 6 5 6 6 0 100 52 332 Bilagetabell 3.3 Förändring av marginaleffekter år 2000 jämfört med 1991 års regler, åldersgruppen 20-64 år KATEGORI Mind- re än 20 % 20- 39% 40- 59 % 60- 69 % 70- 79 % 80- 89% 90- 99 % 100 % Summa Medel- tal (%) Antal individer , tusental Samtliga 0 -15 +13 +1 +1 0 0 0 0 +4 5 034 Kön Män 0 -12 +9 0 +2 0 +1 0 0 +4 2 546 Kvinnor 0 -18 +16 0 +2 0 0 0 0 +4 2 488 Förvärvsstatus Kort deltid 0 -7 +7 +1 +1 -2 0 0 0 +2 357 Lång deltid 0 -22 +22 0 +2 -2 0 0 0 +3 756 Heltid 0 -17 +16 +1 0 0 0 0 0 +5 2 870 Förtidspension 0 -10 +2 -6 +11 +3 0 0 0 +8 414 Övriga -2 0 -1 +2 +3 -2 +1 -1 0 +3 637 Förvärvsinkomst Under 100 000 kr/år -2 -3 0 0 +5 0 +1 -1 0 +4 935 100 000 - 150 000 kr/år 0 -21 +15 0 +3 +3 0 0 0 +7 629 150 000 - 200 000 kr/år 0 -29 +31 -1 +2 -3 0 0 0 +2 1012 200 000 - 250 000 kr/år 0 -12 +12 +1 0 -1 0 0 0 +4 1092 250 000 - 300 000 kr/år 0 -23 +22 +1 0 0 0 0 0 +6 667 Minst 300 000 kr/år 0 -1 0 +1 0 0 0 0 0 +3 699 Familjetyp Ensamstående 0 barn -1 -11 +8 0 +4 0 0 0 0 +5 1 582 1 barn 0 -18 +16 +2 +3 0 -3 0 0 +5 127 Minst 2 barn -1 -7 +9 -4 +2 +4 -4 +1 0 +3 95 Gift/sammanboende 0 barn 0 -14 +13 0 +1 0 0 0 0 +5 1 603 1 barn 0 -17 +17 +1 -1 0 0 0 0 +4 584 2 barn 0 -20 +19 +1 0 0 0 0 0 +4 711 Minst 3 barn 0 -18 +15 +3 0 0 -1 +1 0 +4 332 Välfärd vid vägskäl, SOU 2000:3 Fördelningen av hushållets inkomst på alla medlemmar, oavsett vem som erhållit inkomsten eller vem som i praktiken disponerar den, förhindrar tyvärr meningsfulla analyser av fördelningen mellan kvinnor och män Fördelningspolitisk redogörelse, prop. 1996/97:1 Bilaga 4 Fördelningspolitisk redogörelse, prop. 1998/99:100 Bilaga 3 Alla kommuner indelas av NUTEK i 81 regioner efter pendlingsresor, avstånd och arbetsmarknadens styrka. Se prop. 1998/99:100 Bilaga 3 Fördelningspolitisk redogörelse. Prop 1998/99:1, bilaga 5 Gini-koefficienten uppfyller inte samtliga av de krav som ställs på ett fördelningsindex för att Shorrocks mobilitetsindex skall vara tillämpbart. I detta fall innebär detta att endast sådan mobilitet som påverkar rangordningen i inkomstfördelningen beaktas. Jansson, K. (2000): Sverige har jämnast inkomstfördelning. Välfärdsbullentinen 1/2000 Björklund, A. och Freeman, R.B., Generating Equality and Eliminating Poverty, the Swedish Way, ur The Welfare State in Transition - Reforming the Swedish Model, The University of Chicago Press and the National Bureau of Economic Research, pp. 33-77, 1997 Prop. 1997/98:1, bilaga 7 Skattereformen 1990-1991. En utvärdering. SOU 1995:104 För en aktuell översikt, se: Blundell R, MaCurdy T (1999), “Labor supply: a review of alternative approaches“. Ashenfelter O, Card D (eds), Handbook of Labor Economics. Volume 3A, Elsevier Science Prop. 1993/94:150, bilaga 1.5, Långtidsutredningen 1995 samt Lönar sig arbete, Ds 1997:73 Dessa lönenivåer är heltidslön i decilgrupp 1, decilgrupp 5 (median) och decilgrupp 9 avseende heltidslön enligt uppgift från LINDA- databasen år 1998 framskrivna till år 2000. Vid beräkning av socialbidrag har schablonmässiga men normala utgifter för el, arbetsresor, hemförsäkring, läkarvård, fackföreningsavgift och avgift till arbetslöshetsförsäkringen inräknats. Dessa hushållsutgifter skall enligt socialtjänstlagen inräknas vid beräkning av socialbidrag. Enligt gällande lagstiftning finns möjlighet att i en svår ekonomisk situation få anstånd med att betala underhållsstöd. Den underhållsskyldige får då en skuld till staten. I exemplet antas att den enskilde i ett senare skede får bättre ekonomi så att denna skuld betalas. I diagrammet har betalningen för underhållsstödet belastat den disponibla inkomsten oavsett när underhållsavgiften betalas. Samma resultat gäller vad beträffar effekten på disponibel inkomst om den enskilde inte ansöker om anstånd med betalning. På längre sikt kan pensionen komma att reduceras om arbetsförmågan bedöms vara permanent förhöjd. P.g.a. brist i data rörande företagares inkomster har denna population uteslutits. Arbetslösa/socialbidragstagare definieras som personer som mottagit 10 000 kronor eller mer i arbetslöshetsunderstöd eller socialbidrag under ett år. Sen, A. (1992): Inequality reexamined. Atkinson, A.B., Hills, J. (1998): Exclusion, Employment and Opportunity. CASEpaper 4. London school of Economics. Ingerslev, O., Pedersen, L. (1996). Marginalisering 1990-1994. Socialforskningsinstitutet. Köpenhamn. Se även Arbetsministeriet: Marginalgrupperna under 90érnes opsving 1994-1997. August 1998. Arbetsmarknadsstöd, sjukpenning, förtidspension beräknas som nettobelopp efter skatt. Oddskvoten är kvoten mellan två oddstal som ska jämföras med varandra, t ex oddstalen för män och kvinnor. Oddstalet är sannolikheten att (här)vara marginaliserad dividerat med sannolikheten att inte vara marginaliserad. Se vidare underbilaga 3.1. Se vidare underbilaga 3.1. Treårsplan för Statistiska centralbyrån. SCB 2000-03-01 Se t.ex. Atkinson, A.B. m.fl.. (1995): Income distribution in OECD Countries. Social Policy Studies No. 18. OECD Exempelvis D9 är den inkomst som avgränsar de 10 procent med högst ekonomisk standard. Atkinson, A.B. m.fl. Income Distribution in OECD Countries. OECD 1995 Boendekostnad har beräknats för kök samt ett rum var för de tre första hushållsmedlemmarna, därefter ett extra rum för varje två barn (en tredje vuxen får eget rum). Ytterligare underlag om den s.k. PEL-skalan finns i särskild PM av Pettersson, Eklind och Lindholm. Jämfört med regelanalyserna beaktas i framskrivningen fördelningseffekterna av sänkt moms på livsmedel endast indirekt genom effekterna via konsumentpriserna. Ändrade regler för förmån av fri bil, och ändrad beskattning av pensionssparande beaktas inte vid framskrivningen. PROP. 1999/2000:100 BILAGA 3 PROP. 1999/2000:100 BILAGA 3 2 15 PROP. 1999/2000:100 BILAGA 3 PROP. 1999/2000:100 BILAGA 3 18 17