PORAZDELITEV PLAČ IN DOHODKOV ZAPOSLENIH V SLOVENIJI V OBDOBJU 1991-2009 dr. Tine Stanovnik, Ekonomska fakulteta Univerze v Ljubljani in Inštitut za ekonomska raziskovanja, Ljubljana dr. Miroslav Verbič, Ekonomska fakulteta Univerze v Ljubljani in Inštitut za ekonomska raziskovanja, Ljubljana UDK 338.31 (497.4) JEL: J310, D310 Povzetek V prispevku analiziramo neenakost v porazdelitvi dohodkov zaposlenih v Sloveniji v obdobju 1991-2009. Analiza temelji na dveh različnih dohodkovnih virih, ki pa oba izhajata iz podatkovne zbirke o dohodninskih zavezancih. Čeprav se je dohodkovna neenakost pri porazdelitvi dohodka zaposlenih v tem dolgem obdobju nekoliko povečala, je neenakost porazdelitve neto dohodka zaposlenih dokaj stabilna in kaže celo znake zniževanja. To pomeni, da se je progresivnost dohodnine v tem obdobju povečala, kar je ovrednoteno s Kakwanijevim indeksom progresivnosti. Progresivnost se je povečevala v skokih, predvsem ob novih dohodninskih zakonih. Izjema od tega pravila je zakon o dohodnini, ki je začel veljati leta 2007; z vidika progresivnosti je imel nevtralen učinek. Ključne besede: dohodkovna neenakost, dohodkovne porazdelitve, plače, Slovenija Abstract This paper analyses the distribution of employee income in Slovenia in the period 1991-2009. The analysis is based on two different datasets, both derived from the personal income tax files. Separate analysis of these two datasets shows that income inequality of employees - based on an individual's gross income - has increased somewhat in this period. However, income inequality of employees' net income (i.e. net of employee social contributions and personal income tax) remained stable and was even reduced somewhat. In other words, personal income taxprogressivity has increased substantially in this period of time. This was also established using the Kakwani's index of progressivity. Increases in progressivity came in leaps, as a rule following the introduction of new income tax legislation. The only exception was the income tax legislation that came into force in 2007, which did not change income tax progressivity. Key words: income inequality, income distribution, wages, Slovenia 1. Uvod Pričujoča analiza predstavlja nadaljevanje in »osvežitev« raziskav, ki so deloma že bile predstavljene domači in tuji strokovni javnosti. Leta 2005 je bil objavljen prispevek »Wage and income inequality in Slovenia, 1993-2002« v reviji Post-Communist Economies (Stanovnik in Verbič, 2005b), leta 2008 pa je bila v IB reviji objavljena raziskava »Analiza neenakosti v porazdelitvi dohodkov zaposlenih v Sloveniji v obdobju 1991-2005« (Stanovnik in Verbič, 2008). Analiza se - tako kakor prejšnje - omejuje na proučevanje neenakosti v porazdelitvi dohodkov delovno aktivnega prebivalstva, natančneje zaposlenih oseb. Analiza torej ne vključuje samozaposlenih, kmetov in drugih aktivnih oseb, ki nimajo statusa zaposlene osebe. V raziskavi jemljemo kot statistično enoto zaposleno osebo, tj. posameznika. Če bi hoteli analizirati blaginjo prebivalstva, bi naša enota opazovanja seveda moralo biti gospodinjstvo. Kljub takšni »delnosti« pa analiza podaja dober vpogled v dohodkovno neenakost na ravni gospodinjstev. Velja namreč, da primarni dohodki zaposlenih (tj. dohodki, ki ne vključujejo transferjev) predstavljajo več kakor 60 odstotkov razpoložljivih sredstev gospodinjstev, zato npr. povečana neenakost v porazdelitvi primarnih dohodkov zaposlenih nakazuje, da se tudi neenakost v porazdelitvi razpoložljivega dohodka gospodinjstev povečuje. Glede delnosti analize lahko navedemo Binderja (1993, str. 308), ki je, sklicujoč se na ZDA, izjavil: »Če hočete razumeti porast dohodkovne neenakosti v osemdesetih letih, morate začeti z analizo porasta neenakosti v porazdelitvi plač.« Atkinson (1998, str. 19) je ob komentarju na to Blinderjevo opombo izjavil: »Se strinjam, toda ne smemo se ustaviti pri analizi plač«. Atkinsona to sicer ni motilo pri pripravi podrobne analize porazdelitve dohodkov od dela v dvajsetih državah OECD (Atkinson, 2008). Tudi v tem primeru gre za analizo na ravni posameznika. V našem delu bomo nekajveč pozornosti namenili tudi vrhnjemu delu dohodkovne porazdelitve. V raziskovalnem smislu je to v zadnjih letih postal nekakšen »hit«, predvsem zaradi tega, ker je v nekaterih razvitih državah prišlo do velikih sprememb prav v tem delu dohodkovne porazdelitve. Tako se najnovejša raziskava Atkinsona, Pikettyja in Saeza (2011) osredotoča zgolj na vrh porazdelitve in ugotavlja, da se je delež dohodka, ki gre zgornjemu odstotku, povečal v mnogih razvitih državah, medtem ko je v državah centralne Evrope ta delež v zadnjih desetih letih dokaj stabilen. Podobno tudi raziskava OECD (2008) kaže, da je dohodkovna neenakost v državah centralne Evrope (brez novih članic EU) primerjalno gledano zmerna. V zvezi s tem bi lahko rekli, da je Slovenija po svojih značilnostih podobna drugim državam centralne Evrope s stabilno in zmerno dohodkovno neenakostjo. Zgradba našega dela je naslednja: v drugem razdelku predstavljamo oba podatkovna vira, ki smo ju pridobili in pripravili posebej za potrebe pričujoče analize. Nato v tretjem razdelku primerjamo nekatere ključne kazalce, kakor sta zaposlenost in povprečna plača, dobljene iz uradnih in pa že omenjenih podatkovnih virov. V četrtem razdelku prikazujemo strukturo bruto dohodka v obdobju 1991-2009 (dohodnino, delojemalčeve prispevke za socialno varnost in neto dohodek). V petem razdelku je predstavljena analiza dohodkovne neenakosti za obdobje 1991-2009, v šestem razdelku pa nekoliko podrobneje prikazujemo dinamiko dohodninske progresije, ki jo merimo s Kakwanijevim indeksom progresivnosti. Članek zaključujemo z nekaterimi ključnimi ugotovitvami. 2. Podatkovni viri Analiza temelji na dveh podatkovnih virih. Oba vira nista splošno dostopna, temveč smo jih pridobili (posebej za namene te raziskave) od Statističnega urada RS in od Davčnega urada RS. Na kratko ju predstavljamo v nadaljevanju. Podatkovni vir A Ta podatkovni vir smo pridobili od Statističnega urada RS, ki je na podlagi statističnega registra delovno aktivnega prebivalstva (SRDAP) in dohodninske datoteke določil populacijo zaposlenih, ki hkrati zadošča dvema meriloma: (a) so zaposleni za polni delovni čas (kar pomeni, da je v registru navedeno, da oseba dela najmanj 36 ur na teden) in (b) so bili pri istem delodajalcu zaposleni celo leto. Podatki so podani v obliki tabel, pri čemer imamo 14 dohodkovnih razredov (vrstic) in 10 dohodkovnih virov (stolpcev). Posamezna celica vsebuje agregatne zneske, podano pa je tudi število zavezancev (v danem dohodkovnem razredu). Statistični urad je pripravil ločene tabele za javni sektor in zasebni sektor ter glede na spol (moški, ženske). To pomeni, da imamo za vsako leto štiri tabele (javni sektor - moški, javni sektor - ženske, zasebni sektor - moški, zasebni sektor - ženske). V posameznih vrsticah so podani tudi zneski akontacije dohodnine in zneski delojemalčevih socialnih prispevkov. Tabele so na voljo za obdobje 1993—2008. Podatkovni vir B Ta podatkovni vir smo pridobili od Davčnega urada RS. Gre za velike enostavne slučajne vzorce iz dohodninske datoteke. Vsak od teh letnih vzorcev vključuje okoli 60 tisoč dohodninskih zavezancev, kar predstavlja okoli 5 odstotkov vseh dohodninskih zavezancev. Za obdobje 2005-2009 smo od DURS-a dobili še večje vzorce, ki letno vključujejo okoli 10 odstotkov vseh dohodninskih zavezancev1. Za vsakega zavezanca iz vzorca so podani podatki o starosti in spolu ter za vsak dohodkovni vir bruto znesek prejemka, akontacija dohodnine in plačani socialni prispevki. Za razliko od podatkovnega vira A podatkovni vir B vsebuje tudi dokončno dohodninsko obveznost. Ta podatkovni vir se začenja z letom 1991. Podatkovna vira imata svoje prednosti in pomanjkljivosti. Glede na Atkinsonovo klasifikacijo A/B/C (Atkinson, 2007; Atkinson, 2008) bi lahko oba podatkovna vira razvrstili v skupino A, tj. kot visoko kakovostne podatke. V primerjavi s podatkovnim virom B, podatkovni vir A daje možnosti za primerjavo neenakosti tudi med zaposlenimi v zasebnem in javnem sektorju. Po drugi strani pa se ta vir začenja z letom 1993 in torej ne vključuje zelo burnega začetnega obdobja tranzicije. Prav tako podatkovni vir vključuje samo podatke o akontaciji dohodnine, ne pa tudi podatkov o dokončni dohodninski obveznosti. Prav tako podatkovni vir A ne vključuje vseh zaposlenih, temveč samo tiste, ki so delali za polni delovni čas in so bili v posameznem letu zaposleni pri istem delodajalcu. Podatkovni vir B predstavlja vzorec vseh dohodninskih zavezancev, tako da bo za analizo treba izluščiti skupino zaposlenih. Prav tako ni mogoče ugotavljati sektorja zaposlitve (zasebni, javni). Dodatna pomanjkljivost podatkovnega vira B je, da vsebuje letne podatke, tako da ne vemo, v kakšnem obdobju znotraj posameznega leta je bil dohodek ustvarjen. Tako je npr. posameznik - dohodninski zavezanec lahko prejemal dohodke le dva meseca in je kljub temu vključen v dohodninsko datoteko2. Prednost tega podatkovnega vira je, da se začenja z letom 1991 in da vsebuje tudi podatke o dokončni dohodninski obveznosti. Ker gre za vzorec, so dobljene ocene podvržene statističnim napakam, vendar so glede na dejstvo, da gre za velike enostavne slučajne vzorce, tako da so ocene statističnih napak ocenjenih vrednosti zelo nizke. 3. Primerjava kazalcev, dobljenih iz podatkovnih virov in uradnih kazalcev Statističnega urada RS V tem razdelku bomo podali primerjave posameznih kazalcev, pridobljenih na podlagi uporabljenih 1 V naši analizi bomo dosledno uporabljali manjši, 5-odstotni vzorec za obdobje 1991—2004 in 10-odstotni vzorec za obdobje 2005—2009. 2 Takšen posameznik bo seveda vključen v dohodninsko datoteko le, če njegovi dohodki presegajo znesek splošne olajšave. podatkovnih virov (A in B). Oglejmo si najprej število zaposlenih. Uradni podatki o številu zaposlenih, ki jih objavlja Statistični letopis Statističnega urada, vključujejo vse zaposlene3. Podatkovni vir A je nekoliko ožji, ker vključuje (kakor smo že omenili) samo (a) zaposlene, ki delajo za polni delovni čas, tj. vsaj 36 ur tedensko in ki so hkrati bili pri istem delodajalcu zaposleni celo leto. te spremembe zajetja je tudi nastal skok v podatku o številu zaposlenih za leto 2005. Glede zajetja zaposlenih oseb pri podatkovnem viru A lahko rečemo, da ta vir ne vključuje: (a) zaposlenih za nepolni delovni čas, (b) zaposlenih, ki so v danem letu spremenili delodajalca in (c) zaposlenih, ki niso bili v delovnem razmerju vseh 12 mesecev v letu. Pri podatkovnem viru B smo celotno število zaposlenih ocenili na podlagi vzorca. Zaposlene osebe smo izluščili iz vzorca na podlagi merila, da mora biti plača ali nadomestilo plače večje od nič. V prejšnjih raziskavah (Stanovnik in Verbič, 2005a) smo zaposlene izluščili na podlagi dveh kumulativnih meril, tj. zgornjega in dodatnega merila, da mora znesek regresa za letni dopust biti večji od nič. Drugo, dodatno merilo smo določili zato, ker je regres obvezni sestavni del plače, minimalni letni znesek pa je določen na podlagi pogajanj med socialnimi partnerji in določil v kolektivnih pogodbah4. Če je delavec zaposlen za čas, krajši od polnega delovnega časa, prejema sorazmerni del regresa5. Podobno je, če npr. delavec dela pri enem delodajalcu tri mesece v letu in prejme 3/12 minimalnega zneska regresa. Ne glede na zakonska določila kaže, da številni delodajalci kršijo zakon in delavcem ne izplačujejo regresa; iz vzorca dohodninskih zavezancev ugotavljamo, da naj bi bilo takih delavcev kar okoli 10 odstotkov! Izločitev te skupine delavcev se nam - glede na nove ugotovitve - ni zdela smiselna. Zaradi tega smo se odločili, da v analizo vključimo vse osebe, ki so prejemale plačo in/ali nadomestila plač, pri čemer so upoštevana le nadomestila, ki jih izplačujejo delodajalci. S tem podajamo tudi nekoliko bolj »verodostojno« sliko dejanskega stanja na trgu dela in stanja na področju dohodkovne neenakosti med vsemi zaposlenimi. Tabela 1 podaja primerjavo števila zaposlenih na podlagi Statističnega letopisa, števila zaposlenih na podlagi podatkovnega vira A in ocenjeno število zaposlenih na podlagi podatkovnega vira B. Podatke iz tabele 1 je treba dodatno pojasniti in komentirati. Število zaposlenih, podanih v Statističnih letopisih Statističnega urada RS, se nanaša na povprečno letno število zaposlenih. To število je do vključno leta 2004 pridobljeno iz dveh statističnih virov: ZAP/M in Statističnega registra delovno aktivnega prebivalstva (SRDAP), od leta 2005 pa le na podlagi SRDAP. Zaradi Tabela 1: Število zaposlenih po različnih statističnih virih (v tisočih) 3 Od leta 2005 ti podatki vključujejo tudi lastnike podjetij (tudi podjetij z enim zaposlenim) in posameznike, ki niso zavarovani kot samozaposlene osebe. Te osebe torej dejansko sami sebi izplačujejo plačo. Podatki o zaposlenih so pridobljeni iz Statističnega registra delovno aktivnega prebivalstva (SRDAP), ki ga vzdržuje Statistični urad RS. 4 Poleg kolektivnih pogodb je tu še dodatna zakonska prisila. Od leta 1994 dalje zneski, ki so presegali minimalni znesek regresa, niso zniževali osnove za davek od dohodka pravnih oseb. Od leta 1998 so zneski, ki so presegali minimalne zneske, obdavčeni tudi s socialnimi prispevki. 5 Tudi nekatere osebe, ki ne delajo polni delovni čas, prejemajo polni znesek regresa. Tako delavci, ki prejemajo nadomestilo plače za delo s skrajšanim delovnim časom od ZPIZ, prejemajo polni znesek regresa. Teh delavcev je med 10 in 15 tisoč, odvisno od leta (obdobje 1991-2005). Leto Statistični letopis Podatkovni vir A Podatkovni vir B 1991 746 762 1992 692 725 1993 666 525 741 1994 647 517 733 1995 642 533 743 1996 635 527 740 1997 651 528 736 1998 652 545 745 1999 671 563 747 2000 683 575 747 2001 695 584 755 2002 698 579 769 2003 699 570 763 2004 703 582 774 2005 732 596 764 2006 742 594 774 2007 766 606 779 2008 790 614 799 2009 752 798 Vir: Statistični letopis RS (SURS, 1992-2010); lastni izračuni. Glede podatkovnega vira B lahko rečemo, da naj bi ta vir vključeval vse zaposlene v danem letu - razen tistih, ki imajo dohodke, manjše od splošne olajšave6. Je pa še ena, bistvena razlika med podatkovnim virom A ter uradnimi podatki SURS-a in podatki iz podatkovnega vira B. Pri podatkovnem viru B ne gre za letna povprečja, temveč se štejejo vse osebe, ki so bile zaposlene v danem letu, ne glede na zaposlitveni status in trajanje zaposlitve. Iz zgoraj povedanega izhaja, da je število zaposlenih na podlagi podatkovnega vira B za analitske potrebe manjuporabno, še posebej v obdobju hitrih sprememb na trgu dela. Kajlahko rečemo o plačah? Izračunane povprečne plače na podlagi podatkovnih virov A in B primerjamo s povprečno plačo, ki je objavljena v Statističnem letopisu RS. Povprečna plača, ki jo objavlja Statistični urad RS, 6 Tem zaposlenim osebam ni treba vložiti dohodninske napovedi in zato tudi niso vključeni v dohodninsko datoteko. je izračunana na podlagi določenega restriktivnega nabora vseh zaposlenih7. Tako npr. leta 1991 pri izračunu niso bili upoštevani zaposleni v zasebnih podjetjih in zaposleni pri samozaposlenih. Nabor se je razširil že leta 1992, ko so bili vključeni zaposleni v večjih zasebnih podjetjih (s tremi ali več zaposlenimi). Od leta 2005 so v uradni izračun vključeni vsi zaposleni v zasebnih podjetjih, tako da so edina izključena skupina zaposleni pri samozaposlenih osebah. Ker ta izvzeta skupina delavcev praviloma prejema nizke »registrirane« plače, ne preseneča, da je »uradna« objavljena povprečna plača višja od povprečne plače, izračunane iz podatkovnega vira A, kakor je razvidno iz tabele 2. Ocenjena povprečna plača na podlagi podatkovnega vira B je še nižja od vrednosti iz podatkovnega vira A. Pri podatkovnem viru B namreč povprečno plačo posameznika dobimo tako, da podatek o letnem znesku plače delimo z 12. Ta postopek je edini mogoč, saj ne vemo, koliko mesecev v danem letu je bila oseba zaposlena, prav tako tudi ne, ali je bila oseba zaposlena za polni delovni čas ali za čas, krajši od polnega. Tabela 2: Povprečna plača po različnih podatkovnih virih Leto Statistični letopis Podatki vir A Podatki vir B 1991 16,8 15,4 1992 51,0 45,3 1993 75,4 77,5 68,3 1994 94,6 94,6 83,1 1995 112,0 108,8 97,1 1996 129,1 123,5 111,5 1997 144,3 135,4 123,0 1998 158,1 152,2 135,5 1999 173,2 166,5 149,1 2000 191,7 184,8 165,7 2001 214,6 206,3 184,9 2002 235,4 227,3 204,7 2003 253,2 248,5 221,7 2004 267,6 261,4 235,4 2005 277,3 275,5 252,0 2006 290,6 290,7 267,4 2007 1.285 1.286 1.184 2008 1.391 1.400 1.286 2009 1.439 1.319 Vir: Statistični letopis RS (SURS, 1992-2010); lastni izračuni. Opomba: Za obdobje 1991-2006 so prikazane nominalne bruto plače v tisoč SIT, za obdobje 2007-2009 pa nominalne bruto plače v tisoč EUR. 7 Ob tem je treba izrecno opozoriti, da se pri izračunu povprečne plače upoštevajo zaposleni za določen in nedoločen čas, za polni delovni čas ali delovni čas, krajši od polnega. Osebi, ki je v danem letu delala le dva meseca, se povprečni mesečni dohodek izračuna na podlagi teh dveh mesecev. Iz slike 1 vidimo zelo usklajeno, »sinhrono« gibanje realne povprečne bruto plače, ne glede na podatkovni vir. Ta je naraščala od leta 1993. Po pričakovanju najvišje realne vrednosti povprečne bruto plače v danem letu izkazuje uradni statistični vir, tj. Statistični letopis Statističnega urada RS. Najnižje vrednosti pričakovano izkazuje realna povprečna bruto plača podatkovnega vira B. Kakor smo omenili, se pri uradnem statističnem viru pri izračunu povprečne plače upošteva dejansko število mesecev dela oziroma zaposlitve. Tudi izračun povprečne vrednosti pri podatkovnem viru A je natančen, ker ta vir vključuje (poleg drugih pogojev) le osebe, ki so bile zaposlene celo leto. Pri podatkovnem viru B povprečno vrednost realne bruto plače izračunavamo, kakor da bi vsi zaposleni delali 12 mesecev, kar seveda ne drži. 4. Struktura bruto dohodka: dohodnina, prispevki za socialno varnost in neto dohodek V razdelku 3 smo ugotovili, da je realna povprečna plača naraščala od leta 1992 dalje. Ta ugotovitev drži ne glede na to, kateri podatkovni vir uporabimo. Velja poudariti, da je bil porast neto dohodka še večji od porasta bruto dohodka. To je razvidno iz tabele 3 in (še bolj) iz tabele 4, ki kažeta, da se je delež neto dohodka v bruto dohodku zaposlenih v obdobju od osamosvojitve do leta 2009 povečeval. Zrcalna podoba tega povečevanja je trendno zmanjševanje deleža dohodnine v bruto dohodku zaposlenih. To zmanjševanje je izrazitejše pri podatkovnem viru B, kjer »dohodnina« predstavlja dokončno dohodninsko obveznost, medtem ko pri podatkovnem viru A prikazani podatek predstavlja zgoljakontacijo dohodnine. Zaradi boljše primerjave smo tudi za podatkovni vir B izračunali delež akontacije dohodnine v celotnem bruto dohodku zaposlenih. Primerjava akontacij dohodnine (podatkovnega vira A in B) je prikazana na sliki 2, iz katere je razvidno njuno zelo »sinhrono« gibanje. Tabela 4 kaže, da se je delež (dejansko plačane) dohodnine zmanjšal od 14,9 odstotka leta 1991 na 12,6 odstotka bruto dohodka zaposlenih leta 2009, medtem ko se je delež delojemalčevih socialnih prispevkov v istem obdobju zmanjšal od 22,9 odstotka na 20,3 odstotka bruto dohodka zaposlenih. Tako pri dohodnini kakor pri socialnih prispevkih je zmanjšanje posledica zakonskih sprememb; pri dohodnini je do skokovitih zmanjšanj prišlo v letih 1994, 2005 in 2007, tj. v letih, ko je začela veljati nova dohodninska zakonodaja. Zmanjševanje deleža socialnih prispevkov zaznavamo predvsem v prvih letih tranzicije, ko se je (do vključno leta 1994) zmanjševal delež delojemalčevih socialnih prispevkov. Slika T:Realna bruto plača (v cenah leta 2000) v tolarjih, 1991-2009 240.000 100.000 ■Uradni statistični vir ■Podatkovni vir A Podatkovni vir B 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Leto Vir: Statistični letopis RS (SURS, 1992-2010); lastni izračuni. Opomba: Za preračun nominalnih bruto plač v realne je uporabljen indeks cen življenjskih potrebščin. Za obdobje 2007-2009 so bruto plače preračunane iz EUR v SIT po tečaju 239,64 SIT/EUR. Tabela 3: Akontacija dohodnine, socialni prispevki in »neto« dohodek kot delež bruto dohodka zaposlenih, podatkovni vir A Tabela 4: Dohodnina, socialni prispevki in neto dohodek kot delež bruto dohodka zaposlenih, podatkovni vir B Leto Bruto dohodek Akontacija dohodnine Delojemalčevi socialni prispevki »Neto« Leto dohodek Bruto dohodek Dohodnina Delojemalčevi socialni prispevki Neto dohodek 1993 1,000 0,140 0,218 0,642 1991 1,000 0,149 0,229 0,623 1994 1,000 0,142 0,205 0,654 1992 1,000 0,146 0,226 0,628 1,000 0,147 0,217 0,636 1995 1,000 0,143 0,200 1993 0 658 1,000 0,136 0,203 0,661 1996 1,000 0,146 0,198 1994 0,656 1995 1,000 0,139 0,197 0,664 1997 1,000 0,145 0,198 0,657 1996 1,000 0,141 0,195 0,664 1998 1,000 0,147 0,202 0,652 1997 1,000 0,140 0,195 0,664 1999 1,000 0,148 0,202 0,649 1998 1,000 0,138 0,199 0,663 2000 1,000 0,150 0,204 0,647 1999 1,000 0,139 0,200 0,661 2001 1,000 0,150 0,204 0,646 2000 1,000 0,139 0,200 0,661 1,000 0,138 0,202 0,660 2002 1,000 0,151 0,204 2001 0 645 1,000 0,141 0,201 0,658 2003 1,000 0,152 0,204 2002 0,644 2003 1,000 0,141 0,201 0,658 2004 1,000 0,152 0,203 0,645 2004 1,000 0,143 0,201 0,657 2005 1,000 0,142 0,201 0,657 2005 1,000 0,133 0,199 0,668 2006 1,000 0,144 0,204 0,653 2006 1,000 0,133 0,201 0,665 2007 1,000 0,131 0,204 0,665 2007 1,000 0,126 0,201 0,673 2008 1,000 0,134 0,204 0,662 2008 1,000 0,128 0,201 0,672 1,000 0,126 0,203 0,671 Vir: Lastni izračuni. 2009 Opomba: Pri »neto« dohodku je pri izračunu upoštevana le akontacija dohodnine. Vir: Lastni izračuni. Slika 2: Delež akontacije dohodnine v bruto dohodku zaposlenih 0,155 0,150 0,145 TJ 0,140 0) : 0,135 0,130 Q 0,125 0,120 -1-r -1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-11991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Leto Vir: Lastni izračuni. Od osamosvojitve do leta 2009 ni prišlo samo do sprememb v agregatni obremenitvi z dohodnino, temveč tudi do velikih sprememb v porazdelitvi tega davčnega bremena. To je razvidno iz tabel 5 in 6, ki kažeta strukturo plačane akontacije dohodnine oziroma strukturo plačane dohodnine po dohodkovnih skupinah. Tudi tu obravnavamo le zaposlene osebe. Spremembe v strukturi so - razumljivo - izrazitejše pri podatkovnem viru B (tabela 6), ki prikazuje strukturo plačane dohodnine. Poleg tega tabela 6 vključuje vse zaposlene, ki so oddali dohodninski obrazec, medtem ko tabela 5 vključuje - kakor smo že pojasnili - le zaposlene za polni delovni čas, ki niso spreminjali delodajalca v danem letu. V obeh tabelah posebej prikazujemo tudi delež dohodnine, ki ga plačuje zgornjih 5 % in zgornji 1 % zaposlenih. Spremembe v strukturi plačane dohodnine nastanejo na več načinov: (a) zaradi zakonskih sprememb, ki vključujejo spremembe dohodninskih razredov, Tabela 5: Struktura akontacije dohodnine po dohodkovnih razredih, podatkovni vir A Leto Najnižjih 20 % Kvintilni razredi od 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišji 1 % 1993 7,33 45,64 47,03 21,03 7,34 1994 5,56 41,36 53,08 26,00 9,58 1995 5,48 40,61 53,91 26,55 9,58 1996 5,55 40,15 54,30 26,87 9,76 1997 5,44 39,92 54,63 27,22 10,00 1998 5,47 39,36 55,17 27,70 10,64 1999 5,33 38,82 55,85 28,13 10,78 2000 5,34 39,19 55,47 27,81 10,72 2001 5,42 38,85 55,73 27,67 10,66 2002 5,51 39,22 55,27 27,12 10,59 2003 5,49 39,08 55,43 26,86 10,45 2004 5,69 39,12 55,18 26,48 10,34 2005 4,67 37,73 57,60 27,94 11,06 2006 4,65 38,45 56,91 27,11 10,59 2007 4,85 37,38 57,77 28,78 11,47 2008 4,33 38,00 57,66 28,35 10,92 Vir: Lastni izračuni. Tabela 6: Struktura plačane dohodnine po dohodkovnih razredih, podatkovni vir B Leto Najnižjih 20 % Kvintilni razredi od 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišji 1 % 1991 6,61 49,36 44,03 19,01 6,99 1992 5,60 47,54 46,86 21,62 8,28 1993 5,26 46,73 48,01 22,31 8,37 1994 2,31 39,67 58,02 29,48 11,70 1995 2,37 39,30 58,33 29,50 11,23 1996 2,43 38,15 59,42 30,51 12,03 1997 2,37 37,71 59,93 31,29 12,38 1998 2,43 37,34 60,23 31,66 13,18 1999 1,10 36,71 62,19 33,12 13,51 2000 1,01 36,49 62,49 33,54 14,29 2001 2,30 36,97 60,74 31,25 12,55 2002 2,28 36,46 61,26 31,75 12,89 2003 2,31 36,85 60,84 31,32 13,06 2004 2,34 36,58 61,08 31,91 13,49 2005 1,55 34,42 64,02 33,52 14,08 2006 1,74 35,19 63,07 32,50 13,70 2007 2,01 34,86 63,14 33,44 13,33 2008 0,86 35,01 64,13 33,95 13,63 2009 0,72 35,23 64,04 33,12 13,01 Vir: Lastni izračuni. stopenj in olajšav, (b) zaradi sprememb v dohodkovni porazdelitvi in (c) zaradi zakonskih rešitev, ki vsebujejo »neprimerno« usklajevanje dohodninske lestvice. Za ponazoritev posledic »neprimernega« usklajevanja lahko navedemo primer, da se dohodninska lestvica usklajuje na podlagi rasti cen (in ne na podlagi rasti plač). Takšno usklajevanje povzroči naraščanje števila zavezancev v višjih dohodninskih razredih, ker je rast povprečne plače praviloma višja od rasti cen. V Sloveniji so se dohodninske lestvice vse do leta 2004 usklajevale na podlagi rasti povprečne plače. Zakon o dohodnini, sprejet maja 2004 (ZDoh-1, Uradni list RS 54/2004)8, je določil usklajevanje na podlagi rasti cen življenjskih potrebščin in takšen način usklajevanja je določen tudi v zakonu o dohodnini, sprejetem leta 2006 (ZDoh-2, Uradni list RS 117/2006). Vpliv sprememb v dohodkovni porazdelitvi na strukturo plačane dohodnine je prikazan v tabeli 6. Hitro povečevanje dohodkovne neenakosti v letih od 1991 do 1993 je povzročilo občutno povečanje dohodnine, ki ga je plačeval zgornji kvintilni razred, ter zmanjševanje deleža dohodnine, ki so ga plačevali spodnji kvintilni razred in »srednji« kvintilni razredi (od 2 do 4). Do največjih sprememb v strukturi plačane dohodnine je nedvomno prišlo zaradi zakonskih sprememb. Tako npr. »kvantni« skok v deležih dohodnine, ki ga plačujejo 8 Ta dohodninski zakon je določil usklajevanje lestvice na podlagi rasti cen življenjskih potrebščin, podobno tudi ZDoh-2. dohodkovne skupine, zaznavamo leta 1994, ko je začel veljati novi dohodninski zakon (Zdoh, Uradni list RS 71/93). Ta zakon je bistveno spremenil dohodninsko lestvico in uvedel splošno olajšavo (v višini 11 odstotkov povprečne plače), ki jo prejšnji zakon ni poznal. S tem se je občutno znižala dohodninska obremenitev za zavezance z nizkimi dohodki ter zvišala za zaposlene z visokimi dohodki. Nadaljnji velik upad deleža dohodnine, ki ga je plačeval spodnji kvintilni razred, je nastal s sprejetjem Zakona o izjemnem znižanju davčne obveznosti (ZIZDO) maja 2000 (Uradni list RS 44/2000). Ta zakon je za leti 1999 (torej za nazaj) in 2000 določil znižanje davčne obveznosti za dohodninske zavezance z nizkimi dohodki. Šlo je pač za predvolilno potezo takratne vlade dr. Janeza Drnovška. Ker ni bilo nobene »spremljajoče« aktivnosti, se je delež dohodnine v spodnjem kvintilnem razredu leta 2001 spet dvignil na raven iz leta 1998. Do nadaljnjih sprememb je prišlo leta 2005, ko je začel veljati ZDoh-1, ki je precej povišal znesek splošne olajšave. Že konec istega leta je prišlo do novih sprememb (Uradni list RS 115/2005), od katerih je najpomembnejša zagotovo izločitev nekaterih oblik dohodka od kapitala iz celovite obdavčitve z dohodnino. Tako so z 20-odstotno stopnjo obdavčene obresti, dividende in kapitalski dobički. Povsem nov zakon, ZDoh-2, je začel veljati leta 2007 (Uradni list RS 117/2006) in je poenostavil dohodninsko lestvico (število razredov se je zmanjšalo od pet na tri) ter mejno stopnjo v najvišjem razredu znižal s 50 odstotkov na 41 odstotkov. Zakonodajalci na tem področju niso mirovali in so v začetku leta 2008 (Uradni list RS 10/2008) sprejeli pomembne novosti -predvsem diferencirano splošno olajšavo, ki je odvisna od posameznikovega dohodka pred obdavčitvijo; višji ko je dohodek, nižja je splošna olajšava9. Zelo verjetno so bile razlog za takšno, »nenavadno« splošno olajšavo, ki je povsem v nasprotju z davčno doktrino, predvsem bližajoče se državnozborske volitve. Razumljivo se je ponovno občutno zmanjšal delež dohodnine, ki ga plačuje spodnji kvintilni razred zavezancev - zaposlenih oseb (primerjaj tudi Majcen in dr. 2009). Še več. Rečemo lahko, da v zgodovini samostojne Slovenije spodnji kvintilni razred (dohodninskih zavezancev - zaposlenih oseb) še nikoli ni plačeval tako malo dohodnine kakor v zadnjih letih. 5. Dohodkovna neenakost Kaj lahko rečemo o dohodkovni porazdelitvi, pri čemer imamo v mislih bruto dohodke zaposlenih oseb? Tabeli 7 in 8 podajata dohodkovno strukturo po kvintilnih razredih ter še posebej za zgornjih 5 % in zgornji 1 % zavezancev - zaposlenih. Oba podatkovna vira kažeta, da je v tem obdobju prišlo do rahlega povečanja dohodkovne neenakosti; deleži bruto dohodka spodnjega kvintilnega razreda in kvintilnih razredov od 2 do 4 so se nekoliko zmanjšali, povečal pa se je delež pri zgornjem kvintilnem razredu. Če iz obravnave izločimo prva tri leta tranzicije, tj. obdobje 1991-1993, so spremembe v dohodkovni neenakosti zelo skromne. Zdi se, da je še zlasti »dinamično« dogajanje na zgornjem delu dohodkovne porazdelitve. Tako se je na podlagi podatkovnega vira A delež bruto dohodka zgornjega kvintilnega razreda od leta 1993 do leta 2008 povečal za 2,38 odstotne točke (z 38,13 odstotka na 40,51 odstotka), vendar je velik del tega povečanja v zgornjem 1 % zaposlenih - dohodninskih zavezancev. Pri tem zgornjem 1 % zaposlenih se je delež povečal za 0,89 odstotnih točk (z 4,69 % na 5,58 %). Podobna ugotovitev izhaja tudi iz tabele 8, ki prikazuje strukturo bruto dohodka po podatkovnem viru B. V obdobju 1993-2008 je zgornji kvintilni razred povečal svoj delež za 1,92 odstotne točke (s 40,01 % na 41,93 %), ob tem pa je samo zgornji 1 % povečal svoj delež za 0,88 odstotne točke (s 5,25 % do 6,13 %). Podobno »zgodbo« o dohodkovni neenakosti lahko sestavimo tudi iz sumarnih kazalcev dohodkovne neenakosti, ki so prikazani v tabelah 9 in 10. Ti tabeli kažeta Ginijeve koeficiente dohodkovne neenakosti (za bruto dohodek) ter koeficiente koncentracije za dohodnino, delojemalčeve socialne prispevke ter za neto dohodek. Iz primerjave rezultatov, prikazanih v teh Tabela 7: Struktura bruto dohodka zaposlenih po dohodkovnih razredih, podatkovni vir A Leto Najnižjih 20 % Kvintilni razredi od 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišji 1 % 1993 9,60 52,27 38,13 14,83 4,69 1994 9,66 51,65 38,69 15,76 5,09 1995 9,33 51,40 39,27 16,05 5,08 1996 9,34 51,00 39,66 16,37 5,27 1997 9,16 51,02 39,82 16,50 5,35 1998 9,21 50,58 40,21 16,82 5,66 1999 9,01 50,18 40,81 17,24 5,84 2000 9,06 50,27 40,67 17,05 5,76 2001 9,16 49,93 40,91 17,03 5,75 2002 9,25 50,12 40,63 16,73 5,69 2003 9,23 49,90 40,87 16,75 5,70 2004 9,42 49,73 40,85 16,69 5,72 2005 9,44 49,79 40,77 16,63 5,81 2006 9,48 50,15 40,37 16,13 5,43 2007 9,34 50,08 40,59 16,45 5,75 2008 9,21 50,27 40,51 16,35 5,58 Vir: Lastni izračuni. 9 Zavezanci z letnim bruto dohodkom do 6.800 evrov so imeli v letu 2008 za 4.959,60 evra splošnih olajšav; zavezanci z letnim bruto dohodkom od 6.801 do 9.000 za 3.959,60 evra in zavezanci z letnim dohodkom nad 9.001 pa za 2.959,60 evrov splošnih olajšav. Tabela 8: Struktura bruto dohodka zaposlenih po dohodkovnih razredih, podatkovni vir B Leto Najnižjih 20 % Kvintilni razredi od 2 do 4 Najvišjih 20 % Najvišjih 5 % Najvišji 1 % 1991 8,36 54,07 37,57 14,23 4,52 1992 7,64 53,16 39,20 15,58 5,15 1993 7,20 52,79 40,01 16,04 5,25 1994 7,11 52,30 40,59 16,91 5,65 1995 7,20 51,83 40,97 17,09 5,53 1996 7,33 51,05 41,62 17,56 5,87 1997 7,37 50,86 41,77 17,82 5,94 1998 7,46 50,64 41,90 18,00 6,32 1999 7,26 49,99 42,74 18,62 6,41 2000 7,22 49,96 42,82 18,75 6,73 2001 7,51 50,17 42,32 17,90 6,08 2002 7,49 49,81 42,69 18,21 6,24 2003 7,52 49,99 42,49 17,99 6,29 2004 7,58 49,66 42,76 18,34 6,53 2005 7,64 49,84 42,52 18,06 6,35 2006 7,93 49,95 42,12 17,64 6,21 2007 8,14 50,05 41,81 17,45 6,04 2008 8,12 49,95 41,93 17,62 6,13 2009 8,03 50,03 41,93 17,28 5,93 Vir: Lastni izračuni. dveh tabelah, izhaja, da je Ginijev koeficient, dobljen na podlagi podatkovnega vira B, dosledno višji od Ginijevega koeficienta, dobljenega na podlagi podatkovnega vira A. To je tudi razumljivo, kajti podatkovni vir B vključuje bolj mešano skupino zaposlenih. Za razliko od podatkovnega vira A, podatkovni vir B vključuje tudi tiste, ki so delali s skrajšanim delovnim časom, tiste, ki niso delali celo leto, tiste, ki so menjali službo itd. Ginijev koeficient je pri obeh serijah (A in B) dosegel vrh konec devetdesetih let, v prvih letih novega tisočletja pa se je vrednost tega koeficienta celo rahlo znižala. Kakšno je pojasnilo za veliko povečanje Ginijevega koeficienta v začetku devetdesetih let, ki je še posebej izrazito vidno v tabeli 10, ki vključuje tudi zelo burni leti 1991 in 1992? Nedvomno se je »kompresija« plač, značilna za naše socialistično in samoupravno obdobje, povsem odprla v prvih letih tranzicije in s tem se je razpršitev plač bistveno povečala. Nedvomno lahko veliko povečanje neenakosti v bruto dohodkih zaposlenih pripišemo tudi neurejenemu institucionalnemu okolju, ki je značilno za začetna leta tranzicije. Štoka-Debevec (1997, str. 176) navaja, da so bili šele leta 1994 vzpostavljeni trdnejši mehanizmi socialnega sporazumevanja, in sicer z dogovorom o politiki plač in z ustanovitvijo Ekonomsko-socialnega sveta - tristranskega organa delodajalcev, delojemalcev in vlade. Leta 1995 je državni zbor sprejel Zakon o izvajanju dogovora o politiki plač in drugih prejemkov zaposlenih v gospodarstvu in socialnega sporazuma za leto 1995 ter o najvišji in najnižji plači (Uradni list RS 29/95). S tem se je dejansko uvedel institut minimalne plače. Minimalna plača se je tudi za leto 1996 določala v okviru socialnega sporazuma (in zakona o izvajanju socialnega sporazuma), od leta 1997 dalje pa se je minimalna plača določala v posebnem zakonu. Torej so primerni družbeni mehanizmi preprečili nadaljnje povečevanje dohodkovne neenakosti. Kajlahko rečemo o dohodnini in njenem vplivu na dohodek po obdavčitvi? Kakor je razvidno iz tabel 9 in 10, je povečanje neenakosti v porazdelitvi neto dohodkov zaposlenih precejmanjizrazito kakor povečanje neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov. Zasluge za to gre pripisati precejmočni progresiji naše dohodnine. Iz primerjave vrednosti koeficientov koncentracije za akontacijo dohodnine (tabela 9) in vrednosti koeficientov koncentracije plačane dohodnine (tabela 10) za leti 1993 in 1994 je razvidno, da se je progresija občutno povečala ob uvedbi novega dohodninskega zakona v letu 1994. Nova dohodninska zakonodaja je očitno presenetila prav vse in posledično se je leta 1994 neenakost v porazdelitvi neto dohodka zaposlenih zmanjšala. Na podlagi podatkovnega vira A se je koeficient koncentracije za »neto« dohodek med letoma 1993 in 1994 zmanjšal od 0,259 na 0,248, pri podatkovnem viru B pa se je koeficient koncentracije zmanjšal od 0,307 na 0,291. Zaradi že omenjenega Tabela 9: Ginijev koeficient za bruto dohodek in koeficienti koncentracije za akontacijo dohodnine, delodajalčeve socialne prispevke ter »neto« dohodek, podatkovni vir A Leto Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za akontacijo dohodnine Koeficient koncentracije za delojemalčeve socialne prispevke Koeficient koncentracije za »neto« dohodek 1993 0,282 0,389 0,279 0,259 1994 0,285 0,464 0,282 0,248 1995 0,295 0,472 0,293 0,257 1996 0,299 0,476 0,295 0,261 1997 0,302 0,480 0,297 0,265 1998 0,305 0,485 0,302 0,266 1999 0,313 0,492 0,309 0,273 2000 0,312 0,490 0,310 0,272 2001 0,314 0,491 0,312 0,273 2002 0,310 0,486 0,308 0,269 2003 0,311 0,486 0,309 0,270 2004 0,308 0,480 0,303 0,269 2005 0,308 0,514 0,304 0,264 2006 0,303 0,509 0,305 0,258 2007 0,307 0,510 0,307 0,266 2008 0,307 0,515 0,308 0,265 Vir: Lastni izračuni. »interventnega« zakona (ZIZDO) iz leta 2000 se je koeficient koncentracije dohodnine pri seriji B v letih 1999 in 2000 zelo povečal. Serija B namreč upošteva dokončno dohodninsko obveznost. Ta zakon je določil zniževanje obračunane dohodnine in ni vplival na določanje akontacije dohodnine, zato tudi ne zaznavamo izrazitih sprememb v koeficientu koncentracije pri seriji A. Ob tem se zastavlja zanimivo raziskovalno vprašanje, na katerega nimamo odgovora, namreč, ali je zakon o izjemnem znižanju davčne obveznosti nastal kot odgovor na povečanje dohodkovne neenakosti v letu 1999? Kaj lahko rečemo o vrednostih koeficienta koncentracije za delojemalčeve socialne prispevke? Če bi bili vsi dohodki zaposlenih obdavčeni z delojemalčevimi socialnimi prispevki, potem bi bil koeficient koncentracije za delojemalčeve socialne prispevke enak Ginijevemu koeficientu za bruto dohodek. Vendar to ne drži; regres za letni dopust (ki predstavlja okoli 5 % bruto dohodka zaposlenih) ni obdavčen s socialnimi prispevki10, od leta 2000 pa so tudi minimalni zneski regresa enaki v gospodarskih in t.i. »negospodarskih« panogah in le redki delodajalci izplačujejo višje regrese od minimalno določenega zneska. Ker torej vsi zaposleni večinoma prejemajo enake zneske regresa, je posledica neobdavčitve tega dohodkovnega vira s socialnimi prispevki, da je koeficient koncentracije delojemalčevih prispevkov za socialno varnost višji od Ginijevega koeficienta bruto dohodka11. Socialni prispevki se ne plačujejo od dohodkov od kapitala, kapitalskih dobičkov in nekaterih oblik pogodbenega dela (med drugim tudi avtorskih honorarjev). Ker so ti dohodki v glavnem med višjimi dohodkovnimi razredi, to pomeni, da je koeficient koncentracije za delojemalčeve socialne prispevke nižji od Ginijevega koeficienta bruto dohodka12. Tretji faktor, ki lahko vpliva na razmerje med koeficientom koncentracije delojemalčevih socialnih prispevkov in Ginijevim koeficientom bruto dohodka, je prispevna osnova za socialne prispevke, ki je navzdol omejena. Tako za prispevke za pokojninsko in invalidsko zavarovanje prispevna osnova za zaposlene ne more biti nižja od minimalne plače. To velja od leta 2000 dalje, vendar je bila tudi pred tem letom najnižja možna osnova zakonsko določena13. To pravilo vpliva na to, da je koeficient koncentracije delojemalčevih socialnih prispevkov nižji od Ginijevega koeficienta za bruto dohodek. Iz tabel 9 in 10 izhaja, da je bil koeficient koncentracije delojemalčevih socialnih prispevkov v zelo dolgem obdobju 1991—2005 nekoliko nižji od Govorimo o zneskih, ki ne presegajo zneska minimalno dogovorjenega regresa, kakor je določen v kolektivnih pogodbah. 11 To pomeni, da regres predstavlja večji delež bruto dohodka pri zaposlenih z nizkimi dohodki v primerjavi z zaposlenimi z visokimi dohodki. 12 Dohodki od kapitala predstavljajo večji delež bruto dohodka pri zaposlenih z visokimi dohodki v primerjavi z zaposlenimi z nizkimi dohodki. 13 Na podlagi zakona o pokojninskem in invalidskem zavarovanju iz leta 1992 ta osnova ni mogla biti nižja od najnižje pokojninske osnove, povečane za davke in prispevke, določene po tem zakonu (231. člen zakona). Tabela TO: Ginijev koeficient za bruto dohodek in koeficienti koncentracije za plačano dohodnino, delodajalčeve socialne prispevke ter neto dohodek, podatkovni vir B Leto Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za plačano dohodnino Koeficient koncentracije za delojemalčeve socialne prispevke Koeficient koncentracije za neto dohodek 1991 0,290 0,360 0,285 0,276 1992 0,313 0,395 0,309 0,296 1993 0,326 0,411 0,323 0,307 1994 0,330 0,523 0,330 0,291 1995 0,333 0,525 0,331 0,294 1996 0,339 0,535 0,335 0,298 1997 0,340 0,540 0,335 0,299 1998 0,341 0,541 0,338 0,299 1999 0,351 0,573 0,348 0,305 2000 0,352 0,576 0,350 0,306 2001 0,345 0,547 0,346 0,302 2002 0,348 0,553 0,349 0,304 2003 0,346 0,549 0,346 0,302 2004 0,347 0,552 0,346 0,303 2005 0,345 0,586 0,344 0,297 2006 0,337 0,576 0,342 0,289 2007 0,333 0,572 0,336 0,287 2008 0,334 0,596 0,336 0,284 2009 0,336 0,599 0,339 0,285 Vir: Lastni izračuni. Ginijevega koeficienta za bruto dohodek. Očitno je prevladal drugi faktor, tj. vpliv dohodkov od kapitala. Od leta 2006 je koeficient koncentracije delojemalčevih socialnih prispevkov dosledno višji od Ginijevega koeficienta bruto dohodka. Kaj se je zgodilo? Spremembe v dohodninskem zakonu koncem leta 2005 so uvedle cedularnost in iz dohodninske napovedi izločile skoraj vse oblike dohodka od kapitala in kapitalske dobičke, tako da se ti dohodki ne upoštevajo pri izračunu dohodkovne neenakosti bruto dohodka. Ta sprememba je vplivala na spremembo relativnega razmerja med koeficientom koncentracije delojemalčevih prispevkov za socialno varnost, pa tudi na spremembo (nižjo vrednost) Ginijevega koeficienta za leto 2006 in naslednja leta. 6. Dodatni pogled na dohodninsko progresijo Kako progresivna je slovenska dohodnina in kakšna je dinamika te progresivnosti? Iz tabele 9 (podatkovni vir A) in še zlasti iz tabele 10 (podatkovni vir B) je razvidno, da so dohodki zaposlenih po obdavčitvi z dohodnino in socialnimi prispevki precej bolj »izenačeni« v primerjavi z dohodki pred obdavčitvijo. To pomeni, da so koeficienti koncentracije za »neto« dohodek (podatkovni vir A) oziroma neto dohodek (podatkovni vir B) manjši od Ginijevih koeficientov za bruto dohodek. To tudi pomeni, da je dohodnina progresivni davek, ki relativno bolj obdavčuje zavezance z visokimi dohodki. Obstaja nekajmer dohodninske progresivnosti. Ena teh je Musgrave-Thinova (1948) mera, ki je podana z izrazom: MT = G - G*, kjer je G Ginijev koeficient za bruto dohodek, G* pa Ginijev koeficient za neto dohodek, tj. dohodek po obdavčitvi. Kakwani (1977) je kot mero progresivnosti predlagal: K = C - G, kjer C pomeni koeficient koncentracije za davke, G pa Ginijev koeficient za bruto dohodek. Izkaže se, da ima ta mera progresivnosti bolj »zaželene« lastnosti kakor Musgrave-Thinova mera (glejKakwani, 1977), zato bomo v nadaljevanju podali le vrednosti Kakwanijevega indeksa progresivnosti. Slika 3: Ginijev koeficient za bruto dohodek 0,37 0,35 IS .m s: 0,33 0,31 0,29 ■o a) 0,27 0,25 Ginijev Ikoeficient, podatkovni vir A Ginijev koeficient, podatkovni vir B 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Leto Vir: Lastni izračuni. Slika 4: Kakwanijev indeks progresivnosti 0,30 ■j: 0,25 Si (5 fi Hi o Ij > n 0,20 0,15 ^ 0,10 0,05 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Leto Vir: Lastni izračuni. Opomba: Kakwanijev indeks progresivnosti je pri podatkovnem viru A izračunan samo na podlagi koeficienta koncentracije za akontacijo dohodnine, pri dohodkovnem viru B pa na podlagi koeficienta koncentracije za akontacijo dohodnine in tudi koeficienta koncentracije za plačano dohodnino. Slika 4 podaja vrednosti indeksa progresivnosti za tri različne podatkovne osnove. Pri podatkovnem viru A, kakor je bilo že večkrat omenjeno, upoštevamo le akontacijo dohodnine, ker pri tem podatkovnem viru nimamo podatka o dejansko plačani dohodnini. Pri podatkovnem viru B izračunavamo Kakwanijev indeks tako na podlagi akontacije dohodnine kakor tudi na podlagi dejansko plačane dohodnine. Vrednosti tega indeksa, pri katerem upoštevamo koeficient koncentracije akontacije dohodnine, kaže na veliko skladnost med podatkovnim virom A in podatkovnim virom B. Povsem pričakovano je tudi, da je Kakwanijev indeks progresivnosti višji, če upoštevamo dejansko plačano dohodnino namesto akontacije dohodnine; podatki DURS-a namreč kažejo, da so povračila dohodnine višja predvsem v nižjih dohodkovnih razredih, doplačila dohodnine pa v višjih dohodkovnih razredih. Iz slike 4 je razvidno, da je Kakwanijev indeks progresivnosti -pričakovano - naraščal v skokih, praviloma v letih, ko je začela veljati nova dohodninska zakonodaja. Tako je do prvega velikega skoka prišlo ob uvedbi nove dohodninske zakonodaje (ZDoh) leta 1994. Skok tega indeksa (pri plačani dohodnini) zaznavamo tudi leta 1999, ko je ZIZDO občutno znižal že obračunano davčno obveznost dohodninskih zavezancev z nizkimi dohodki. Leta 2001, ko je ZIZDO prenehal veljati, je bil indeks spet tak kakor leta 1999. Do ponovnega skoka v dohodninski progresiji je prišlo leta 2005, ko je začela veljati nova dohodninska zakonodaja (ZDoh-1). Sloveniji nedvomno povečala16. Iz naše raziskave tudi izhaja, da ima dohodninski sistem v Sloveniji močno prerazdelitveno vlogo, ki zagotavlja relativno nizko raven dohodkovne neenakosti. Zelo pogoste trditve, daje v Sloveniji »konec socialne države«, zato nimajo nikakršne podlage v empiričnih dejstvih. Zahvala Za veliko pomoč in izjemno sodelovanje se avtorja zahvaljujeta Mateju Divjaku s Statističnega urada RS, Mojci Centi Debeljak in Branku Gorjanu z Davčnega urada RS ter Stanetu Grosu z RRC-ja. Zanimivo je, da dohodninska zakonodaja, ki je začela veljati leta 2007 (ZDoh-2), ni vplivala na dohodninsko progresijo in na Kakwanijev indeks, in to kljub temu, da je bila najvišja mejna davčna stopnja znižana s 50 % na 41 %. Podrobnejša primerjalna analiza dohodninskih parametrov, veljavnih leta 2006, in »novih« dohodninskih parametrov, določenih v ZDoh-2 za leto 2007, kaže, da je prišlo do zmanjševanja inframarginalnih davčnih stopenj14, medtem ko so se marginalne stopnje pri visokih dohodkih celo povečale15. Povedano bolj razumljivo: primerjava dohodninske obremenitve leta 2007 z letom 2006 kaže, da so bile nižje mejne efektivne davčne stopnje zavezancev z nižjimi dohodki »kompenzirane« z višjimi efektivnimi mejnimi stopnjami zavezancev z visokimi dohodki. Uvedba diferencirane splošne olajšave leta 2008 je (pričakovano) delovala v smeri večanja progresivnosti dohodnine. 7. Sklepne ugotovitve Kajlahko rečemo o neenakosti dohodkov zaposlenih v Sloveniji v dolgem obdobju od osamosvojitve do danes? Če iz primerjave izločimo leto 1991, ki je bilo zelo nemirno leto, ko se je Slovenija osamosvojila in uvedla lastno valuto, potem lahko rečemo, da se je neenakost v porazdelitvi bruto dohodkov v tem dolgem obdobju nekoliko povečala. Tako je na podlagi podatkovnega vira B Ginijev koeficient za bruto dohodek zaposlenih znašal leta 1992 0,313, leta 2009 pa 0,336. Vendar drži, da je davčni sistem povsem »nevtraliziral« povečano neenakost primarnih dohodkov; koeficient koncentracije za neto dohodek (na podlagi podatkovnega vira B) se je v tem obdobju celo zmanjšal, in to z 0.296 leta 1992 na 0.285 leta 2009. To in pa dejstvo, da je v tem obdobju prišlo tudi do povečanja povprečnega realnega dohodka zaposlenih, pomeni, da se je »dohodkovna« blaginja v Literatura in viri Atkinson, A. B. (1998). "The Distribution of Income in Industrialized Countries", v Income Inequality: Issues and Policy Options, a Symposium Sponsored by the Federal Reserve Bank of Kansas City, The Federal Reserve Bank of Kansas City, Kansas City, str. 11—32. Atkinson, A. B. (2007). "The Long Run Earnings Distribution in Five Countries: 'Remarkable Stability', U, V or W?" Review of Income and Wealth, 53, str. 1 —24. Atkinson, A. B. (2008). "The Changing Distribution of Earnings in OECD Countries." Oxford University Press, Oxford. Atkinson, A. B., T. Piketty in E. Saez (2011). "Top Incomes in the Long Run of History", 46(1), Journal of Economic Literature, str. 3—71. Blinder, A. S. (1993). "Comment", v D. B. Papadimitriou in E. N. Wolff (ur.), Poverty and Prosperity in the USA in the Late Twentieth Century, Macmillan, Basingstroke. Kakwani, N. (1977). "Measurement of Tax Progressivity: An International Comparison." The Economic Journal, 87, 345, str. 71—80. Lambert, P. (1993). " The Distribution and Redistribution of Income", v Jackson, P. (urednik), Current Issues in Public Sector Economics. London: Macmillan. Majcen, B., M. Verbič, A. Bayar in M. Čok (2009). "The Income Tax Reform in Slovenia: Should the Flat Tax Have 14 Gre za marginalne stopnje, ki so »znotraj« porazdelitve. 15 Res je, da so se marginalne stopnje znižale tudi pri zavezancih z zelo visokimi dohodki, vendar je pomen teh zavezancev pri izračunu tega indeksa progresivnosti skorajda zanemarljiv. 16 Ta trditev temelji na nekaterih predpostavkah. Splošne Lorenzove krivulje, ki ponazarjajo dohodkovno porazdelitev iz novejših let (stanje 1), so očitno dosledno nad splošnimi Lorenzovimi krivuljami iz zgodnjih devetdesetih let (stanje 2). Če predpostavimo Benthamovo funkcijo družbene blaginje in individualne funkcije koristnosti (ki so samo funkcije dohodka) in ob zaželenih lastnostih teh individualnih funkcij (striktna konkavnost, tj. U'(x)>0, U''(x)<0 za vse x), potem je na podlagi Shorrocksovega izreka (Lambert, 1993) družbena blaginja v stanju enkrat večja od družbene blaginje v stanju 2. Prevailed?" Eastern European Economics, 47, 5, str. 5—24. Musgrave, R. A. in T. Thin (1948). "Income Tax Progression 1929-48". Journal of Political Economy, 56, str. 498-514. OECD - Organisation for Economic Co-operation and Development (2008). "Growing Unequal? Income Distribution and Poverty in OECD Countries", Organisation for Economic Co-operation and Development, Paris. Stanovnik, T. in M. Verbič (2005a). "Prispevek k analizi dohodkovne neenakosti v Sloveniji." IB revija, 1-2, str. 50—66. Stanovnik, T. in M. Verbič (2005b). "Wage and Income Inequality in Slovenia, 1993-2002." Post-Communist Economies, 17, str. 381—397. Stanovnik, T. in M. Verbič (2008). "Analiza neenakosti v porazdelitvi dohodkov zaposlenih v Sloveniji v obdobju 1991-2005." IB Revija, 42, 3—4, str. 30—42. Štoka-Debevec, M. (1997). "Plačna politika od leta 1990 dalje ter razlogi zanjo." Slovenska ekonomska revija, 1-2, str. 166—184.