UDK 338.31 (497.4) dr. Tine Stanovnik* in dr. Miroslav Verbič**
Analiza neenakosti v porazdelitvi dohodkov zaposlenih v Sloveniji v obdobju 1991-2005
Povzetek
V članku analiziramo dinamiko dohodkovne neenakosti zaposlenih v Sloveniji v obdobju 1991 - 2005. Analiza je opravljena na osnovi dveh podatkovnih virov, ki izvirata iz datoteke zavezancev za dohodnino. Prvi vir je dobljen od Statističnega urada RS in vsebuje tabelarični pregled dohodkov oseb, ki so bili
zaposleni za polni delovni čas v danem letu. Drugi vir predstavlja enostavni slučajni vzorec (primerno depersonaliziran) iz datoteke zavezancev za dohodnino. Iz tega vzorca - za potrebe naše analize - izluščimo zaposlene in njihove dohodke. Rezultati so pokazali, da seje dohodkovna neenakost zapos-
lenih izrazito povečala v obdobju 1991-1993. Po tem obdobju sledi nekoliko manj izrazito povečanje in to vse do leta 1999; od leta 1999 so povečanja zelo skromna. Analiza je pokazala, da je prišlo do precejšnjega povečanja dohodka zaposlenih, ki so na samem vrhu dohodkovne porazdelitve.
Ključne besede: dohodkovna neenakost, dohodkovne porazdelitve, plače, Slovenija.
Summary
This paper analyses the dynamics of income inequality of wage earners in Slovenia from 1991 to 2005, using two different datasets. Both are derived from the personal income tax files. The first is obtained by the Statistical Office of Slovenia, extracting all full-time employees from these files
by using the central registry of the active population and tabulating the results. The second source is a large simple random sample from this same personal income tax file; for the purpose of our analysis, employees were suitably extracted from this sample. Our results show that income inequal-
ity of wage earners has increased dramatically in the very first years of transition (1991-1993), followed by less spectacular increases up to 1999. Since 1999 changes have only been small. Our analysis also shows that important increases in income have been achieved by the top wage earners.
Key words: income inequality, income distribution, wages, Slovenia.
JEL: J310, D310 1. Uvod
Porazdelitev dohodka je tema stalnega raziskovalnega zanimanja, in to zanimanje ne pojenjuje. Tako je npr. v letu 2008 sloviti Anthony Atkinson objavil monografijo The Changing Distribution of Earnings in OECD Countries, jeseni 2008 pa je OECD objavil študijo Growing Unequal? Income Distribution and Poverty in OECD Countries. Lahko bi rekli, da je
to - celo povečano - zanimanje posledica spremenjenih poudarkov samega raziskovanja, za kar imata nedvomne zasluge Anthony Atkinson in Thomas Piketty (2006), ki sta v delu Top Incomes over the Twentieth Century proučila dinamiko dohodkov najpremožnejšega dela prebivalstva.
* Ekonomska fakulteta, Univerza v Ljubljani in Inštitut za ekonomska raziskovanja, Ljubljana
** Inštitut za ekonomska raziskovanja, Ljubljana
Za analizo dohodkovne neenakosti je najprimernejše, da vzamemo gospodinjstvo kot osnovno celico in vse dohodke, ki jih gospodinjstvo pridobiva. Pri tem upoštevamo ne samo primarne dohodke (to so dohodki od dela in dohodki od kapitala), temveč tudi nadomestila dohodkov (to so prejemki iz sistema socialnega zavarovanja), socialne transferje ter znotrajdružinske transferje. Od teh dohodkov odštejemo socialne prispevke in davke, tako da imamo opravka z »neto« dohodkom oziroma razpoložljivim dohodkom gospodinjstva. Tak način je potreben, če je namen naše analize ugotavljanje sprememb v ravni blaginje prebivalstva.
Ta analiza je omejena na proučevanje neenakosti v porazdelitvi primarnih dohodkov, in to primarnih dohodkov zaposlenih; za to skupino aktivnega prebivalstva dohodki od dela pomenijo blizu 98 odstotkov celotnega dohodka. Seveda so dohodki od dela tudi najpomembnejši dohodkovni vir slovenskih gospodinjstev, tj. 60 odstotkov njihovega razpoložljivega dohodka. Najina analiza torej ne bo vključevala samo-zaposlenih, kmetov, priložnostno zaposlenih delavcev ter neplačanih družinskih članov, ki so prav tako del aktivnega prebivalstva. Očitno je torej, da taka delna analiza ne bo ponujala celotne »zgodbe« o dohodkovni dinamiki in dinamiki dohodkovne neenakosti. Res pa je, da se - za tolažbo - lahko sklicujemo na Blinderja (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) in je ob komentarju te Blinderjeve opombe izjavil: »Se strinjam, toda ne smemo se zaustaviti pri analizi plač.« Seveda se moramo strinjati z Atkinsonovo opazko, toda, kot smo omenili, naša analiza ne bo šla dlje od analize neenakosti v porazdelitvi plač. Ob tem bomo raziskovali tudi učinke dohodnine in socialnih prispevkov in s tem tudi porazdelitev neto plač.
2. Podatkovni viri
Na razpolago imamo tri podatkovne vire, od tega dva nista splošno dostopna, ki smo jih dobili (posebej za našo raziskavo) od Statističnega urada RS in Davčne uprave RS.
Podatkovni vir A
Ta podatkovni vir smo dobili od Statističnega urada RS, ki je na podlagi statističnega registra aktivnega prebivalstva in dohodninske datoteke določil zaposlene, ki izpolnjujejo dve merili: a) so zaposleni polni delovni čas (kar pomeni, da je v registru navedeno, da oseba dela vsaj 36 ur na teden) in b) so bili zaposleni pri istem delodajalcu vse leto. Podatki so navedeni v tabelah, pri čemer imamo 15 dohodkovnih razredov (vrstic) in 10 dohodkovnih virov (stolpcev).
Posamezna celica vsebuje skupne zneske, navedeno pa je tudi število zavezancev (v danem dohodkovnem razredu). Posebne tabele so za javni sektor in zasebni sektor ter za spol (moški, ženske). To pomeni, da imamo vsako leto štiri tabele (moški javni sektor, ženske javni sektor, moški zasebni sektor, ženske zasebni sektor). V posameznih vrsticah so tudi zneski akontacijske dohodnine ter zneski delojemalčevih socialnih prispevkov. Tabele so na razpolago od leta 1993 dalje.
Podatkovni vir B
Podatkovni vir smo dobili od Davčnega urada RS. To je velik enostaven slučajen vzorec iz dohodninske datoteke. Vsak od teh letnih vzorcev vključuje okrog 60 tisoč dohodninskih zavezancev, kar je okrog pet odstotkov vseh dohodninskih zavezancev. Podatki za posameznega zavezanca vključujejo starost, spol ter za vsak dohodkovni vir bruto znesek dohodkovnega vira, akontacijo dohodnine, dokončno dohodninsko obveznost ter plačane socialne prispevke. V primerjavi s podatkovnim virom A podatkovni vir torej vsebuje tudi dokončno dohodninsko obveznost. Ta podatkovni vir se začenja z letom 1991.
Podatkovni vir C
Ta podatkovni vir temelji na uradnih objavah Statističnega urada RS. To so Statistične informacije, Zaposlene osebe po velikosti bruto plače. Te objave so se (do vključno 2004) objavljale dvakrat letno. Navedena je bila porazdelitev plač za marec in september, od leta 2005 dalje pa samo za september. Število dohodkovnih razredov je znašalo okrog 20, vključeni pa so samo zaposleni za polni delovni čas. Bruto plače so vključevale tudi različna izplačila, vezana na plače, kot npr. nadomestilo za letni dopust, nadomestilo za bolniški dopust (za prvih 30 dni) in plačilo za nadure. Nekatera pomembna izplačila niso vključena, npr. regres. Prav tako ni vključeno plačilo za pogodbeno delo. Do leta 2005 ta analiza Statističnega urada ni zajela a) zasebnih podjetij z največ dvema zaposlenima in b) zaposlenih, ki so delali pri samozaposlenih. Od leta 2005 dalje so bili v analizo zajeti tudi zaposleni iz skupine a). Treba je omeniti, da to niso zanemarljive skupine: prva je okrog pet odstotkov, druga pa okrog devet odstotkov vseh zaposlenih. Statistični urad je tovrstne Statistične informacije objavljal tudi pred letom 1991, ker se je koncept bruto dohodka uveljavil šele leta 1991, primerjava z obdobjem pred letom 1991 ni smiselna (ker je v tem obdobju veljal koncept neto dohodka).
Vsak od teh treh podatkovnih virov ima svoje prednosti in slabosti. Glede na Atkinsonovo A/B/C klasifikacijo (Atkinson, 2007) bi lahko vse tri podatkovne vire razvrstili v skupino A, tj. kot visokokakovostne podatke. Podatkovni vir A daje
možnosti za primerjavo neenakosti porazdelitve plač med spoloma in primerjavo neenakosti porazdelitve med zasebnim in javnim sektorjem. Po drugi strani pa se ta vir začenja leta 1993 in torej ne vključuje zelo burnih začetnih let prehoda; prav tako vključuje samo podatke o akontacijski dohodnini, ne pa o dokončnih dohodninskih obveznostih. Podatkovni vir B vključuje vzorec vseh dohodninskih zavezancev, tako da bo za analizo treba izluščiti skupino zaposlenih. Prav tako ni mogoče ugotavljati sektorja zaposlitve (zasebni, javni). Prednost tega vira je gotovo ta, da se začne leta 1991 in da vsebuje tudi podatke o dokončni dohodninski obveznosti. Podatkovni vir C je »najrevnejši«, ker ne vključuje dveh pomembnih skupin zaposlenih. Prav tako ni razlikovanja glede na spol, pa tudi niso zajeti tudi nekateri dohodkovni viri, kot so npr. regres za letni dopust in dohodki od pogodbenega dela. Med slabosti lahko prištevamo tudi to, da podatkovni vir zajema le podatke za en mesec (september), kar vnaša - kot je dobro znano - večjo nestabilnost pri merjenju dohodkovne neenakosti. Zaradi teh pomanjkljivosti smo se odločili, da pri analizi ne upoštevamo podatkovnega vira C in da torej dohodkovno neenakost analiziramo na podlagi podatkovnih virov A in B.
3. Primerjava podatkovnih virov
V tem poglavju bomo primerjali posamezne kazalnike, dobljene na podlagi uporabljenih podatkovnih virov (A in B). Najprej si oglejmo število zaposlenih. Uradni podatki o številu zaposlenih, ki jih objavlja Statistični letopis Statističnega urada, vključujejo vse zaposlene1. Podatkovni vir A je nekoliko bolj omejevalen, ker vključuje samo a) zaposlene, ki delajo polni delovni čas, tj. vsaj 36 ur tedensko, in b) ki so bili zaposleni pri istem delodajalcu vse leto. Pri podatkovnem viru B smo celotno število zaposlenih ocenili iz vzorca. Zaposlene smo izluščili iz vzorca na podlagi naslednjih dveh združenih meril: 1 a) plača oziroma nadomestilo plače mora biti pozitivno in 2 a) regres za letni dopust mora biti pozitiven. Merili sta morali biti izpolnjeni. Zakaj je regres vključen kot merilo? Kot je znano, je regres obvezni sestavni del plače, minimalni letni znesek pa je določen na podlagi pogajanj med socialnimi partnerji in zapisan v kolektivnih pogodbah2. Če je delavec zaposlen za čas, krajši od polnega delovnega časa, prejema sorazmerni del regresa3. Če delavec dela pri enem delodajalcu
tri mesece v letu, prejme 3/12 minimalnega zneska regresa.
Vzorec, dobljen na podlagi navedenih meril 1 a) in 2 a) označimo z B 1. Ocenjeno število zaposlenih iz tega vzorca očitno vključuje vse zaposlene, za polni delovni čas in skrajšani delovni čas. Kako izluščimo le zaposlene za polni delovni čas? Glede na zgoraj navedeno razlago postavimo dve merili: 1 b) plača ali nadomestilo plače mora biti pozitivno in 2 b) regres za letni dopust mora biti vsaj enak minimalnemu regresu. Vzorec, dobljen na podlagi meril 1 b) in 2 b), označimo z B 2. Ocenjeno število zaposlenih iz tega vzorca vključuje zaposlene za polni delovni čas, pa tudi nekaj zaposlenih za skrajšani delovni čas, ker nekateri zaposleni za skrajšani delovni čas prejemajo tudi polni regres.
Tabela 1 primerja število zaposlenih na podlagi Statističnega letopisa, števila zaposlenih na podlagi podatkovnega vira A ter ocenjeno število zaposlenih na podlagi podatkovnega vira B - dejansko sta tu dve oceni, B 1 in B 2.
Serije, prikazane v tabeli 1, je treba vsaj malo komentirati. Serija A je očitno najbolj omejevalna, ker ne vključuje zaposlenih za nepolni delovni čas, in zaposlenih, ki so v danem letu spremenili delodajalca. Serija B 1 naj bi vključevala vse zaposlene - razen tistih, ki imajo dohodke manjše od splošne olajšave in jim zato ni treba vlagati dohodninske napovedi. Zanimivo je, da je ta številka dosledno nižja od uradnega števila zaposlenih, danega v stolpcu 2. Ena od mogočih razlag za to je, da uradno štetje zaposlenih dosledno precenjuje dejansko število zaposlenih, ki prejemajo plačo in nadomestila plač. Druga mogoča razlaga je, da večje število zaposlenih prejema zaslužke v gotovini, »na roke«, zato so tudi pod »dohodninskim radarjem« oziroma jim ni treba oddajati dohodninske napovedi.
Iz tabele 1 je razvidno, da je razlika med uradnim številom zaposlenih in številom zaposlenih pri seriji B 1 zlasti izrazita v začetnih letih prehoda - predvsem v letu 1991 in 1992. Kot je znano, je Slovenija leta 1991 razglasila samostojnost, ki ji je sledila tudi sorazmerno kratka »transformacijska recesija«. Zdi se, da v teh prvih letih po osamosvojitvi veliko delavcev ni prejemalo plač, so pa prejemali različne bone za prehrano in druge prejemke v naravi. Na ta način so
1	Od leta 2005 ti podatki vključujejo tudi lastnike podjetij (dejansko, podjetij z enim zaposlenim), ki niso zavarovani kot samozaposlene osebe. Torej te osebe dejansko sami sebi izplačujejo plačo.
2	Poleg kolektivnih pogodb je tu še dodatna zakonska prisila. Od leta 1994 zneski, ki so presegali minimalni znesek regresa, niso zniževali osnove za davek od dohodka pravnih oseb. Od leta 1998 so bili zneski, ki so presegali minimalne zneske, obdavčeni tudi s socialnimi prispevki.
3	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-a, prejemajo polni znesek regresa. Teh delavcev je med 10 in 15 tisoč, odvisno od leta (obdobje 1991-2005).
Tabela 1: Število zaposlenih po različnih podatkovnih virih, 1991-2005
Leto	Statistični letopis	A	B 1	B 2
		kot delež uradnega števila zaposlenih		
1991	746.041		0,881	0,868
1992	692.079		0,901	0,898
1993	665.568	0,788	0,962	0,892
1994	647.336	0,798	0,978	0,933
1995	641.952	0,831	0,997	0,886
1996	634.651	0,831	1,000	0,926
1997	651.226	0,810	0,976	0,893
1998	652.480	0,836	0,976	0,898
1999	670.971	0,840	0,964	0,890
2000	683.042	0,841	0,950	0,868
2001	694.817	0,840	0,956	0,888
2002	697.850	0,830	0,972	0,901
2003	699.146	0,815	0,980	0,910
2004	702.647	0,828	0,990	0,916
2005	731.597	0,814		
se tudi izognili obveznosti za dohodnino, tj. niso bili zavezanci za dohodnino. Poleg tega je bilo verjetno v teh dveh letih precej delavcev »na čakanju«; čeprav so bili brez dela (in brez prejemkov) so še vedno imeli status zaposlenih delavcev.
Razlika med serijama B 1 in B 2 v zadnjem obdobju (vsaj od 1996) je okrog 50 tisoč zaposlenih, in to so zaposleni za krajši delovni čas. Kot smo še omenili (v opombi 3), celo serija B 2 vsebuje nekaj zaposlenih za krajši delovni čas, ker prejemajo polni znesek regresa: to število ocenjujemo na 10 do 15 tisoč. Iz tega lahko sklepamo, da je celotno ocenjeno število zaposlenih za krajši delovni čas med 60 in 65 tisoč, kar je zelo blizu uradnim številkam4.
Kaj lahko rečemo o plačah? Izračunana povprečna plača na podlagi serij A in B 1 ter B 2 je prikazana v tabeli 2, in sicer kot delež uradne povprečne plače, ki jo objavlja Statistični urad RS. Uradna povprečna plača je izračunana na podlagi določene »podmnožice« vseh zaposlenih. V vseh letih so upoštevane le tiste osebe, ki so bile zaposlene vse leto, v posameznih letih pa so dodatne omejitve. Tako npr. leta 1991 pri izračunu niso bili upoštevani zaposleni v zasebnih podjetjih in zaposleni pri samozaposlenih. Že leta 1992 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 je edina izključena skupina skupina delavcev pri samozaposlenih osebah. Seveda ne preseneča, da
Tabela 2: Povprečna plača po različnih podatkovnih virih, 1991-2005 (v SIT)
Leto	Statistični letopis	A	B 1	B 2
		kot delež uradne povprečne bruto		plače
1991	16.823		0,983	0,989
1992	51.044		0,971	0,974
1993	75.432	1,027	0,993	1,029
1994	94.618	0,999	0,960	0,986
1995	111.996	0,972	0,949	0,998
1996	129.125	0,957	0,950	0,986
1997	144.251	0,939	0,936	0,974
1998	158.069	0,963	0,938	0,969
1999	173.245	0,961	0,943	0,980
2000	191.669	0,964	0,947	0,986
2001	214.561	0,961	0,936	0,972
2002	235.436	0,966	0,943	0,979
2003	253.200	0,982	0,940	0,981
2004	267.571	0,977	0,942	0,984
2005	277.279	0,993		
4 Alenka Kajzer (2005) povzema po publikaciji Evropske komisije, Direktorata za zaposlovanje in socialne zadeve, Employment in Europe 2005, da je leta 2004 delež zaposlenih s krajšim delovnim časom v Sloveniji znašal 9,3 odstotka vseh zaposlenih.
je ocenjena povprečna plača iz serij B 1 in B 2 nižja od uradne, ker imajo delavci pri samozaposlenih osebah praviloma nizke plače. Sicer pa se povprečna plača iz serije B 2 (ki naj bi vključevala le osebe, zaposlene za polni delovni čas) le malo odmika od uradne vrednosti povprečne plače.
Ne glede na serijo - uradno, A, B 1 ali B 2 - povprečna realna bruto plača raste od leta 1992 dalje. To je razvidno na sliki 1, ki uporablja podatke iz Statističnega letopisa RS.
plač in povračila stroškov okrog 90 odstotkov bruto dohodka zaposlenih, medtem ko je regres okrog pet odstotkov bruto dohodka. Večino sprememb v dohodkovni strukturi (tabela 2!) lahko pojasnimo z administrativnimi spremembami in/ali spremembami, ki so posledica sprememb v dohodninski zakonodaji. Tako sta bili npr. porodniško nadomestilo in nadomestilo za nego in varstvo otroka do vključno leta 1993 vključeni v dohodkovni vir plače, nadomestila plač in povračila stroškov; delodajalec je izplačeval ta nadomestila in je potem prejemal
Slika 1: Povprečna realna plača in število zaposlenih, 1991-2005
4. Dohodkovni viri zaposlenih
Za analizo dohodkovne neenakosti bomo uporabili podatkovni vir A in podatkovni vir B 1. Za merjenje dohodkovne neenakosti bomo uporabili Ginijev koeficient, za ugotavljanje prispevka posameznih dohodkovnih virov k celotni dohodkovni neenakosti pa t. i. Raovo (Rao, 1969) dekompozicijo, ki je dana kot:
G = ^ SkCk
pri čemer je G Ginijev koeficient, sk delež dohodkovnega vira k v celotnem dohodku in Ck koeficient koncentracije dohodkovnega vira k. Rezultate dekompozicije prikazujemo v tabelah 2 in 3; tabela 2 vsebuje deleže posameznih dohodkovnih virov v celotnem dohodku, v tabeli 3 pa so Ginijevi koeficienti in koeficienti koncentracije.
Kot je razvidno iz tabele 2, so plače nadomestila
refundacijo od ustanove socialnega zavarovanja. Od leta 1994 dalje te prejemke neposredno izplačujejo ustanove socialnega zavarovanja (centri za socialno delo), zato so tudi od tega leta dalje ti dohodki vključeni v skupino nadomestila, izplačana pri drugih izplačevalcih. To je tudi razlog za relativno veliko rast deleža tega dohodkovnega vira v letih 1994 in 1995. Dohodek iz premoženjskih pravic je bil do vključno leta 2004 zelo privlačen dohodkovni vir za osebe z visokimi dohodki zaradi ugodne davčne obravnave (priznavanje normiranih stroškov). Dohodninski zakon iz leta 2004 (ki je začel veljati leta 2005) je to ugodno obravnavo ukinil5. Zaradi sprememb v dohodninski zakonodaji je tovrstni dohodek zajet večinoma v skupini dohodek iz pogodbenega dela6, zato tudi zaznavamo veliko rast deleža tega dohodka v letu 2005. Podobno veliko rast deleža dohodka od kapitala v letu 2005 lahko pripišemo širitvi davčne osnove za tovrstni dohodek; tudi to je bila posledica nove dohodninske zakonodaje.
5	Do leta 2004 je bil pojem »avtorskih pravic« obravnavan zelo široko; šele zakon iz leta 2004 je uvedel natančnejše razlikovanje med aktivnimi in pasivnimi dohodki.
6	Temu dohodku se formalno reče: »prejemek, dosežen z opravljanjem storitev in poslov po pogodbah in na drugih podlagah«, pozneje preimenovan v »dohodek iz drugega pogodbenega razmerja«, tj. dohodek, ki ne izvira iz delovnega razmerja.
Tabela 3: Struktura bruto dohodka zaposlenih, ki so zavezanci za dohodnino, 1993-2005 (podatkovni vir A)
	1993	1994	1995	1996	1997	1998	1999	2000	2001	2002	2003	2004	2005
Skupaj	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000	1,0000
Plača, nadomestilo plače in povračilo stroškov	0,9093	0,9053	0,8878	0,8809	0,8784	0,8864	0,8906	0,8952	0,8962	0,8970	0,8980	0,8928	0,8881
Stimulacije in bonitete	0,0023	0,0039	0,0040	0,0046	0,0058	0,0043	0,0043	0,0040	0,0035	0,0033	0,0032	0,0030	0,0048
Regres	0,0554	0,0502	0,0532	0,0557	0,0537	0,0486	0,0469	0,0447	0,0442	0,0452	0,0446	0,0446	0,0443
Odpravnine ob upokojitvi, jubilejne nagrade in enkratne solidarnostne pomoči ter drugi prejemki iz delovnega razmerja		0,0029	0,0026	0,0041	0,0047	0,0042	0,0039	0,0044	0,0039	0,0043	0,0036	0,0043	0,0044
Pokojnina in nadomestila, izplačana pri ZPIZ-u	0,0046	0,0042	0,0046	0,0048	0,0053	0,0052	0,0053	0,0054	0,0057	0,0059	0,0052	0,0057	0,0042
Nadomestila, izplačana pri drugih izplačevalcih	0,0008	0,0049	0,0145	0,0144	0,0146	0,0140	0,0132	0,0131	0,0140	0,0128	0,0128	0,0129	0,0136
Prejemki, doseženi z opravljanjem storitev in poslov po pogodbah in na drugih podlagah	0,0086	0,0075	0,0075	0,0077	0,0081	0,0075	0,0074	0,0075	0,0074	0,0073	0,0073	0,0068	0,0126
Katastrski dohodek in dohodek iz dejavnosti	0,0033	0,0047	0,0044	0,0040	0,0040	0,0036	0,0037	0,0032	0,0032	0,0038	0,0038	0,0042	0,0062
Dohodki iz premoženja in kapitalski dobički	0,0054	0,0040	0,0082	0,0103	0,0127	0,0122	0,0114	0,0104	0,0105	0,0110	0,0105	0,0127	0,0209
Dohodki iz premoženjskih pravic	0,0102	0,0125	0,0133	0,0136	0,0128	0,0139	0,0133	0,0122	0,0113	0,0095	0,0109	0,0129	0,0009
Tabela 4: Ginijev koeficient in koeficienti koncentracije dohodkovnih virov za zaposlene, 1993-2005									podatkovni vir A				
	1993	1994	1995	1996	1997	1998	1999	2000	2001	2002	2003	2004	2005
Ginijev koeficient
Skupaj	0,2815	0,2854	0,2948	0,2989	0,3022	0,3054	0,3128	0,3120	0,3138	0,3098	0,3109	0,3082	0,3078
Koeficienti koncentracije
	Plača, nadomestilo plače in povračilo stroškov	0,2797	0,2845	0,2970	0,2999	0,3016	0,3025	0,3092	0,3096	0,3117	0,3075	0,3083	0,3030	0,3023
	Stimulacije in bonitete	0,5812	0,4848	0,4849	0,4760	0,5484	0,6520	0,6571	0,6871	0,6632	0,6852	0,6966	0,7137	0,6578
Članki	Regres	0,1305	0,0967	0,0635	0,0708	0,0783	0,0712	0,0869	0,0573	0,0547	0,0694	0,0611	0,0617	0,0629
	Odpravnine ob upokojitvi, jubilejne nagrade in enkratne solidarnostne pomoči ter drugi prejemki iz delovnega razmerja		0,4993	0,6029	0,6226	0,5703	0,6622	0,6570	0,6942	0,7453	0,7370	0,7655	0,6565	0,7652
	Pokojnina in nadomestila, izplačana pri ZPIZ-u	0,2087	0,2005	0,2172	0,1982	0,1965	0,1785	0,1642	0,1767	0,1787	0,1657	0,1162	0,1011	-0,0929
co	Nadomestila, izplačana pri drugih izplačevalcih	-0,1201	0,0122	0,0484	0,0591	0,0734	0,0931	0,1228	0,1249	0,1552	0,1554	0,1725	0,1662	0,2025
o o CM CO	Prejemki, doseženi z opravljanjem storitev in poslov po pogodbah in na drugih podlagah	0,5202	0,5736	0,6001	0,6238	0,5798	0,6377	0,6818	0,6696	0,6968	0,6883	0,7169	0,7113	0,7778
ra f m	Katastrski dohodek in dohodek iz dejavnosti	0,2329	0,2464	0,2733	0,2830	0,3302	0,3209	0,3237	0,3985	0,4199	0,3858	0,4301	0,4284	0,4481
ÛC < s	Dohodki iz premoženja in kapitalski dobički	0,7822	0,7624	0,7081	0,6918	0,6798	0,6777	0,7063	0,7114	0,7198	0,7353	0,7222	0,7594	0,6879
3 co	Dohodki iz premoženjskih pravic	0,8144	0,8256	0,8253	0,8233	0,8265	0,8432	0,8444	0,8362	0,8393	0,8208	0,8318	0,8441	0,7924
Vrednosti koeficientov koncentracije so v skladu s pričakovanji. Nizka vrednost koeficienta koncentracije za regres je posledica dejstva, da skoraj vsi delodajalci izplačujejo isto minimalno višino regresa (ki se je sicer razlikovala med t. i. »gospodarstvom« in »negospodarstvom«). Od vključno leta 1994 dalje zneski, ki so presegali minimalni znesek, niso bili priznani kot odhodek in so torej bili obdavčeni z davkom od dohodka pravnih oseb. Še več, od leta 1998 dalje so bili ti »dodatni« zneski obdavčeni tudi s socialnimi prispevki. Nadalje, očitno je, da odpravnine ob upokojitvi, jubilejne nagrade in enkratne solidarnostne pomoči ter drugi prejemki iz delovnega razmerja vsebujejo zelo malo »solidarnostne« pomoči. Zelo verjetno so pomemben delež v tej dohodkovni kategoriji sejnine za seje upravnih odborov in nadzornih svetov. Pokojnine in nadomestila, izplačana pri ZPIZ-u, so predvsem nadomestilo, ki ga osebe, ki delajo skrajšani delovni čas, prejemajo od ZPIZ-a. Po pokojninski reformi iz leta 1999 se je znesek teh nadomestil za nove prejemnike bistveno zmanjšal. Te spremembe so se začele uveljavljati šele v letu 2003. S tem lahko pojasnimo, zakaj se je tako zmanjšal koeficient koncentracije pri tem dohodkovnem viru v nekaj zadnjih letih.
5. Dohodkovna neenakost
Kaj se je dogajalo z dohodkovno neenakostjo in kaj kažejo kazalniki neenakosti, izračunani iz različnih podatkovnih virov? Dohodkovno neenakost zapo-slenih bomo ugotavljali na podlagi podatkovnih virov A in B 1. Tabeli 5 in 6 navajata vrednosti za Ginijev koeficient dohodkovne neenakosti ter koeficiente koncentracije in deleže v bruto dohodku za osnovne sestavine bruto dohodka, to so dohodnina, delojemalčevi prispevki za socialno varnost in neto dohodek. Naj spomnimo, da med virom A in B 1 obstajata dve pomembni razliki: 1) vir A vključuje samo tiste zaposlene, ki so delali polni delovni čas vse leto in bili zaposleni pri istem delodajalcu, medtem ko vir B 1 vključuje vse zaposlene - tiste, ki so delali polni delovni čas, in tiste, ki so delali skrajšani delovni čas in 2) vir A vsebuje le podatke o akontacijski dohodnini, medtem ko vir B 1 vsebuje tudi podatke o dokončni dohodninski obveznosti. To pomeni, da je neto dohodek v tabeli 5 a in 5 b bruto dohodek, zmanjšan za delojemalčeve socialne prispevke in akontacijo dohodnine - zato tudi neto dohodek dajemo v narekovaje.
Tabela 5 a: Deleži bruto dohodka, akontacije dohodnine, socialnih prispevkov in neto dohodka, podatkovni vir A
Leto	delež bruto dohodka	delež akontacije dohodnine	delež socialnih prispevkov	delež »neto« dohodka
1993	1,000	0,140	0,218	0,642
1994	1,000	0,142	0,205	0,654
1995	1,000	0,143	0,200	0,658
1996	1,000	0,146	0,198	0,656
1997	1,000	0,145	0,198	0,657
1998	1,000	0,147	0,202	0,652
1999	1,000	0,148	0,202	0,649
2000	1,000	0,150	0,204	0,647
2001	1,000	0,150	0,204	0,646
2002	1,000	0,151	0,204	0,645
2003	1,000	0,152	0,204	0,644
2004	1,000	0,152	0,203	0,645
2005	1,000	0,142	0,201	0,657
Tabela 5 b: Ginijev koeficient ter koeficienti koncentracije za akontacijo dohodnine, socialne
prispevke in neto dohodek, podatkovni vir A
Leto	Ginijev koeficient za bruto dohodek	koeficient koncentracije za akontacijo dohodnine	koeficient koncentracije za 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
Tabela 6 a: Deleži bruto dohodka, dohodnine, socialnih prispevkov in neto dohodka, podatkovni vir B 1
Leto	delež bruto dohodka	delež dohodnine	delež socialnih prispevkov	delež neto dohodka
1991	1,000	0,149	0,229	0,622
1992	1,000	0,147	0,226	0,627
1993	1,000	0,148	0,217	0,635
1994	1,000	0,139	0,203	0,658
1995	1,000	0,142	0,197	0,661
1996	1,000	0,144	0,196	0,660
1997	1,000	0,144	0,196	0,661
1998	1,000	0,141	0,200	0,660
1999	1,000	0,143	0,201	0,656
2000	1,000	0,143	0,201	0,656
2001	1,000	0,141	0,202	0,656
2002	1,000	0,144	0,202	0,654
2003	1,000	0,143	0,202	0,655
2004	1,000	0,145	0,201	0,654
Tabela 6 b: Ginijev koeficient ter koeficienti koncentracije za dohodnino, socialne prispevke in neto dohodek, podatkovni vir B 1				
Leto	Ginijev koeficient za bruto dohodek	koeficient koncentracije za dohodnino	koeficient koncentracije za socialne prispevke	koeficient koncentracije za neto dohodek
1991	0,263	0,336	0,258	0,247
1992	0,284	0,369	0,281	0,265
1993	0,292	0,382	0,292	0,271
1994	0,298	0,490	0,298	0,257
1995	0,300	0,492	0,300	0,259
1996	0,307	0,503	0,306	0,265
1997	0,309	0,509	0,306	0,267
1998	0,308	0,507	0,306	0,266
1999	0,321	0,533	0,319	0,275
2000	0,322	0,536	0,321	0,276
2001	0,316	0,513	0,318	0,273
2002	0,322	0,525	0,323	0,277
2003	0,320	0,511	0,318	0,279
2004	0,324	0,527	0,323	0,280
Ginijev koeficient, dobljen na podlagi podatkovnega vira B 1, je dosledno višji od Ginijevega koeficienta, dobljenega na podlagi podatkovnega vira A. To je tudi razumljivo, kajti podatkovni vir B 1 vključuje bolj heterogeno skupino zaposlenih - tudi tiste, ki so delali skrajšani delovni čas, tiste, ki niso delali vse leto, tiste, ki so menjali službe itd. Obe seriji za Ginijev koeficient sta dosegli vrh konec devetdesetih let. Pri seriji A se je vrednost Ginijevega koeficienta celo rahlo zmanjšala v prvih letih novega tisočletja, medtem ko pri seriji B 1 ni zaznati nekega jasnega naraščajočega ali padajočega gibanja. Res pa je, da serija B 1 temelji na (sicer zelo velikem!) vzorcu in da standardnih napak ocene Ginijevega koeficienta ne navajamo.
Kako lahko pojasnimo veliko povečanje Ginijevega koeficienta v začetku devetdesetih let, ki je še posebej izrazito v tabeli 6 b, ki vključuje tudi zelo burna leta 1991 in 1992? Ni dvoma, da se je »kompresija« plač,
tako značilna za naše socialistično in samoupravno obdobje, povsem odprla v prvih letih prehoda, in to je gotovo povečalo razpršitev plač. Nadalje, raziskave za Slovenijo, npr. Oražem in Vodopivec (1995) ter Stanovnik (1997) so pokazale, da so se donosi izobrazbe (predvsem univerzitetne) zelo povečali v začetnem obdobju prehoda - in to je značilno tudi za druge evropske države v prehodu7.
Ali lahko večjo dohodkovno neenakost pripišemo - vsaj delno - tudi spremembam v institucionalni ureditvi plačnega sistema? Kot je znano, ima Slovenija zelo močno tradicijo dogovarjanja o ureditvi plač. V samostojni Sloveniji je še posebej pomembno dogovarjanje med sindikati in združenji delodajalcev (praviloma jih zastopa Gospodarska zbornica Slovenije) in to dogovarjanje izvira še iz socialističnega obdobja: prva splošna kolektivna pogodba za gospodarstvo je bila podpisana avgusta
7 Za Poljsko je to zelo podrobno analiziral Jan Rutkowski (1996).
Slika 2: Vrednost Ginijevega koeficienta
Leto
leta 1990, prva kolektivna pogodba za negospodarske dejavnosti pa oktobra leta 1991. Sprejeti dokumenti so dajali smernice za določanje plač ter izplačila drugih prejemkov (povračila stroškov, regresov za letni dopust itd). Kljub takemu dogovarjanju o plačah je v plačni sistem neposredno posegala tudi država z zakonsko ureditvijo. Taka »praksa« se je začela že pred samo osamosvojitvijo, tj. že v začetku leta 1991. V letu 1992 takih predpisov ni bilo in tudi to je verjetno razlog za veliko povečanje dohodkovne neenakosti v tem letu8. Šele marca 1993 je bil sprejet nov omejevalni zakon, ki je za večino podjetij zamrznil plače, nato pa sta bili sprejeti tudi splošni kolektivni pogodbi za gospodarstvo in negospodarske dejavnosti. Kot navaja M. Štoka - Debevec (1997, str. 176), so se kljub temu zelo povečale plače v drugi polovici leta 1993. Šele leta 1994 so bili vzpostavljeni trdnejši mehanizmi socialnega sporazumevanja - z dogovorom o politiki plač in ustanovitvijo Ekonomsko socialnega sveta, tri-partitnega 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, št. 29/95). S tem se je dejansko začel uvajati institut minimalne plače. Tudi za leto 1996 se je določala na podlagi socialnega sporazuma (in zakona o izvajanju socialnega sporazuma), od leta 1997 dalje pa je bila minimalna plača določena v posebnem zakonu.
Kaj lahko rečemo o dohodnini in njenem vplivu na dohodek po obdavčitvi? Kot je razvidno iz tabel 5 in 6, je povečanje neenakosti pri porazdelitvi neto dohodkov zaposlenih precej manj izrazito kot povečanje neenakosti pri porazdelitvi bruto dohodkov.
Zasluge za to moramo pripisati precej močni progresiji naše dohodnine. Iz tabel 5 b in 6 b in primerjave vrednosti koeficientov koncentracije za akontacijo dohodnine oziroma dohodnino v letih 1993 in 1994 je razvidno, da se je progresija občutno povečala v letu 1994 ob uvedbi novega dohodninskega zakona (Uradni list RS, št. 71/93). Nova dohodninska zakonodaja je očitno presenetila prav vse in v letu 1994 se je posledično neenakost pri porazdelitvi neto dohodka zaposlenih zmanjšala: na podlagi serije A se je koeficient koncentracije »neto« dohodka zmanjšal z 0,259 leta 1993 na 0,248 leta 1994, pri seriji B 1 je to zmanjšanje z 0,271 leta 1993 na 0,257 leta 1994. Prav možno je, da je zaradi dohodninskega zakona in povečane progresije dohodnine prišlo do »kontra-udara« leta 1995, ko se je neenakost v porazdelitvi plač (glej vrednosti koeficientov koncentracije pri plačah v tabeli 4) izjemno povečala. To je bil poizkus vzpostaviti prejšnja razmerja v neto plačah. Pozneje je na porazdelitev neto dohodkov pomembno vplival »intervencijski« zakon, to je Zakon o izjemnem znižanju davčne obveznosti (Uradni list RS, št. 44/2000). Precej je znižal davčno obveznost za davčne zavezance, ki so prejemali bruto dohodek, manjši od 45 odstotkov povprečne plače. Znižanje je veljalo za zavezance v letu 1999 (torej za nazaj) in v letu 2000. Torej ne preseneča veliko povečanje koeficienta koncentracije za dohodnino pri seriji B 1 v letu 1999 in veliko manjše pri seriji A, pri čemer merimo dejansko le akontacijo dohodnine (torej ne merimo tudi učinkov intervencijskega zakona). Zakon o izjemnem znižanju davčne obveznosti je nastal kot »refleksni impulz« na povečanje dohodkovne neenakosti v letu 1999, povečanje, za katero nimamo pravega pojasnila.
8 Kot navaja Metka Štoka (1997, str. 173-174): »... z mesecem marcem (1992 - op. T. S.) plače niso bile več omejene ... Še več, plače so se v marcu tega leta v gospodarstvu zelo povečale, nekaj na račun 'odprave krivic' za nazaj, za čas, ko so bile zamrznjene, nekaj pa za naprej, za vsak primer, če pride spet do novih omejitev.«
Na večje spremembe dohodninske zakonodaje je bilo treba čakati kar deset let. Novi dohodninski zakon (Uradni list RS, št. 54/2004) je začel veljati leta 2005 in je nekoliko povečal dohodninsko progresijo, kot je to razvidno iz tabele 5 b. Kot je znano, se je zakon obdržal zelo malo časa in večje spremembe so prišle že decembra 2005 (Uradni list RS, št. 115/2005), povsem nov zakon pa je začel veljati leta 2007 (Uradni list RS, št. 117/2006). Predvsem slednji je nedvomno znižal progresijo dohodnine, za samo ovrednotenje učinkov pa bo potrebna analiza novejših podatkov.
Še kratko analizirajmo dohodkovne deleže posameznih kvintilnih razredov. Ti so v tabeli 7 (za serijo A) in 8 (za serijo B 1). Čeprav je delež bruto dohodka, ki ga prejema spodnjih 20 odstotkov zaposlenih, v prvih letih novega tisočletja nedvomno manjši od deleža, ki ga je ta najnižji kvintilni razred prejemal v začetku devetdesetih let, bi gibanja v neto dohodku pokazali nekoliko drugačno sliko. Za tiste, ki so bili zaposleni polni delovni čas, in to pri istem delodajalcu vse leto (serija A), se je delež neto dohodka, ki ga prejema spodnjih 20 odstotkov, nedvomno povečal v tem časovnem obdobju. Pri seriji A prav tako opažamo povečevanje deleža spodnjih 20 odstotkov zaposlenih od leta 1999 dalje, kar sicer sovpada z
rastjo minimalne plače, ki je leta 1999 pomenila 40 odstotkov povprečne plače, leta 2005 pa že 43 odstotkov povprečne plače. Seveda takega gibanja ne zaznavamo pri seriji B 1, ker za to heterogeno skupino zaposlenih koncept minimalne plače nima take moči »sidra«.
Kaj lahko rečemo za zgornji kvintilni razred? Svoj delež je povečal v celotnem bruto dohodku, in to je razvidno v seriji A in seriji B 1. V seriji A je zgornji kvintilni razred zaposlenih v obdobju 1993-2004 povečal svoj delež z 38,13 na 40,85 odstotka, kar je povečanje za 2,73 odstotne točke. Povečanje pri seriji B 1 (za enako obdobje) je bilo z 38,49 na 41,64 odstotkov, tj. povečanje za 3,15 odstotne točke. Kot je to razvidno iz slike 3 (ki kaže le serijo B 1), je bil večji del tega povečanega deleža v celotnem dohodku »namenjen« petim odstotkom zaposlenih. Če gremo po stopinjah naprej, ugotovimo da je en odstotek zaposlenih prejel približno toliko kot drugi štirje odstotki. Enostavno povedano, to pomeni, da zgodbo o neenakosti dohodkov v Sloveniji lahko v glavnem skrčimo na »zgodbo« o velikem povečanju deleža bruto dohodka, ki ga prejmejo zaposleni na vrhu dohodkovne porazdelitve.
Tabela 7: Deleži bruto dohodka po kvintilnih razredih, podatkovni vir A
Leto	spodnjih 20 %	kvintilni razredi 2-4	zgornjih 20 %	zgornjih 5 %	zgornjih 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
Tabela 8: Deleži bruto dohodka po kvintilnih razredih, podatkovni vir B 1
Leto	spodnjih 20 %	kvintilni razredi 2-4	zgornjih 20 %	zgornjih 5 %	zgornjih 1 %
1991	9,98	53,64	36,38	13,76	4,37
1992	9,34	52,77	37,89	15,07	4,98
1993	9,10	52,41	38,49	15,43	5,03
1994	9,01	51,82	39,17	16,28	5,41
1995	9,09	51,37	39,54	16,45	5,26
1996	9,06	50,71	40,23	16,93	5,60
1997	9,08	50,50	40,42	17,15	5,67
1998	9,16	50,54	40,30	17,25	6,07
1999	8,86	49,75	41,39	17,98	6,14
2000	8,87	49,70	41,43	18,12	6,44
2001	9,04	49,97	40,99	17,28	5,83
2002	8,93	49,64	41,43	17,63	6,02
2003	8,85	49,84	41,31	17,42	6,05
2004	8,82	49,54	41,64	17,74	6,26
Članki I	|b revija 3-4/2008 | umar | 41
Slika 3: Povečanje deležev bruto dohodka v vrhu dohodkovne porazdelitve, podatkovni vir B 1
Leto
6. Namesto sklepnih ugotovitev
Naša analiza je bila osredotočena na proučevanje dohodkovne neenakosti pri zaposlenih. V tem smislu je analiza delna, ker ne razčlenjuje niti dohodkov vseh delovno aktivnih oseb. Iz analize smo izključili samozaposlene, kmete, pomagajoče družinske člane in druge delovno aktivne osebe. Analiza je v nekem smislu »posodobitev« analize, ki smo jo pred tremi leti objavili v IB reviji (Stanovnik in Verbič, 2005). Takratna analiza se je končala z letom 2002, in v tem smislu ta analiza dodaja še tri leta. Analiza iz leta 2005 uporablja podatkovna vira A in C, pri čemer je podatkovni vir A, ki ga uporabljamo v tukajšnji analizi, precej boljši, ker so bile odpravljene napake, nastale pri takratni tvorbi podatkovnega vira A. Uporabljamo »nov« podatkovni vir B (natančneje B 1) namesto podatkovnega vira C. Kot smo v uvodu omenili, je podatkovni vir C dejansko po »uporabni vrednosti« in primerjalno gledano najslabši, čeprav to še ne pomeni, da je »slab«.
Analiza dohodkovnih deležev po kvintilnih razredih in percentilnih razredih je pokazala, da se je največ dogajalo ravno pri samem vrhu dohodkovne porazdelitve, to pomeni zgornjih pet odstotkov in celo zgornjem 1 odstotku zaposlenih. Z drugimi besedami, povečanje dohodkovnega deleža zgornjih 20 odstotkov zaposlenih je bilo namenjeno predvsem petim odstotkom zaposlenih in od teh je en odstotek pobral skoraj polovico. Čeprav je spodnji kvintilni razred od leta 2000 dalje prejemal nekoliko manjši delež celotnega dohodka kot v začetku devetdesetih let, je zaradi bistveno povečane progresije dohodnine njihov delež v celotnem neto dohodku skoraj gotovo večji; zelo verjetno je »srednji razred« nekoliko izgubil,
tj. skupini, ki zajema kvintilne razrede 2 do 4, se je delež v celotnem neto dohodku nekoliko zmanjšal. Verjetno so te spremembe majhne.
V tem članku ni posebnega prikaza dohodkovne neenakosti zasebnega in javnega sektorja. Naj omenimo le, da je dohodkovna neenakost fraktalne narave, in da je torej gibanje dohodkovne neenakosti podobno, tudi če »razbijemo« zaposlene na več skupin. To pomeni, da so značilnosti dinamike dohodkovne neenakosti podobne v zasebnem in javnem sektorju ter podobne med moškimi in ženskami.
Če na kratko povzamemo, lahko ugotovimo, da se od konca devetdesetih let pri dohodkovni porazdelitvi ni dogajalo nič posebnega, čeprav je res, da je na podlagi takega »mirovanja« težko napovedati, kaj se bo dogajalo v prihodnje.
Zahvala
Za veliko pomoč in izjemno sodelovanje se avtorja zahvaljujeta Tatjani Novak in Mateju Divjaku s Statističnega urada RS, Branku Gorjanu, Mojci Jančar Vidmar, Ivanu Simiću in Mojci Centi Debeljak z Davčnega urada RS ter Stanetu Grosu z RRC-ja. Andreja Poje iz Zveze svobodnih sindikatov Slovenije je prijazno dostavila podatke v zvezi s kolektivnimi pogodbami.
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. in T. Piketty (2006). Top Incomes Over the Twentieth Century, Oxford University Press, Oxford.
Atkinson, A. B. (2007). The Long Run Earnings Distribution in Five Countries: Remarkable Stability, U, Vor 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.
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.
Kajzer, A. (2005). Pojem fleksibilnosti trga dela in stanje na trgu dela v Sloveniji, Delovni zvezek 14, Urad za makroekonomske analize in razvoj, Ljubljana.
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.
Oražem, P., in Vodopivec, M. (1995). Winners and Losers in Transition: Returns to Education, Experience and Gender in Slovenia, World Bank Economic Review, 9, str. 201-230.
Rao, V. M. (1969). Two Decompositions of Concentration Ratio, Journal of the Royal Statistical Society, 132, str. 418-425.
Rutkowski, J. (1996). High Skills Pay Off: The Changing Wage Structure During Economic Transition in Poland, Economics of Transition, 4, str. 89-112.
Stanovnik, T. (1997). The Returns to Education in Slovenia, Economics of Education Review, 16, str. 443-449.
Stanovnik, T., in Verbič, M. (2005 a). Prispevek k analizi dohodkovne neenakosti v Sloveniji, IB revija, 1-2, str. 50-66.
Stanovnik, T., in Verbič, M. (2005 b). Wage and Income Inequality in Slovenia, 1993-2002, Post-Communist Economies, 17, str. 381-397.
Stanovnik, T., in Čok, M. (2008). The Transition Process and Changes in Income, Income Inequality and Poverty: The Case of Slovenia, mimeo, Institute for Economic Research, Ljubljana.
Štoka - Debevec, M. (1997). Plačna politika od leta 1990 dalje ter razlogi zanjo, Slovenska ekonomska revija, 1-2, str. 166-184.