Post 5731 av 7212 träffar
Propositionsnummer ·
1999/00:100 ·
Hämta Doc ·
2000 års ekonomiska vårproposition
Ansvarig myndighet: Finansdepartementet
Dokument: Prop. 100/3
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