34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki UDK: 338.31(497.4) Dr. Tine Stanovnik* in Miroslav Verbič* Prispevek k analizi dohodkovne neenakosti v Sloveniji1 Povzetek V članku analiziramo dinamiko neenakosti v porazdelitvi plač in - širše -dohodkov zaposlenih v Sloveniji v obdobju 1993-2002. Pri tem uporabljamo dve različni podatkovni osnovi. Prva je dobljena iz dohodninskih datotek, z upoštevanjem samo zavezancev, ki prejemajo plače; druga pa je dobljena iz rednega polletnega poročanja o plačah. Podatki o tej porazdelitvi plač (za meseca marec in september) se objavljajo redno v statističnih publikacijah Statističnega urada Republike Slovenije. Obe analizi dajeta zelo skladne rezultate. Iz analiz je razvidno, da je neenakost v porazdelitvi plač naraščala do vključno leta 1995, potem pa seje rast bistveno upočasnila. Velik porast v prvih letih tranzicije pripisujemo polnemu uveljavljanju tržnega gospodarstva in s tem tudi večjemu poudarku individualnim pogodbam o zaposlitvi. Ni dvoma, da je k gibanju oziroma povečevanju neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov doprinesla tudi dohodninska zakonodaja. Učinki progresivne obdavčitve so se skušali omiliti ali celo povsem nevtralizirati s povečano disperzijo dohodkov. Summary This paper analyses the dynamics of wage inequality in Slovenia from 1993 to 2002, using two different data sources. The first is obtained by extracting relevant information on wage earners from the personal income tax (PIT) database and the second is obtained using published data on wages and the wage distribution. Analyses of both datasets are congruent and clearly indicate an increase in wage inequality up to 1995, followed by a very gradual creeping-up. We ascribe the large increase in the first years of transition to the rapid development of a full-fledged market economy and also to the changing PIT legislation. A growing individuali-zation of wage contracts also contributed to increased inequality. The effects of the tax progressivity were - to a large extent - neutralized by an increase in wage dispersion. 1. Uvod Dohodkovna neenakost je predmet stalnega zanimanja strokovne in širše javnosti. Z vidika stroke se predvsem zastavlja vprašanje, ali obstaja smiselna razlaga (ali celo »teorija«), ki bi lahko pojasnila gibanje dohodkovne neenakosti. Pri tem gre predvsem za teorije, ki bi skušale pojasniti spremembe v primarni delitvi, npr. spremembe v porazdelitvi bruto plač. Porazdelitev primarnih dohodkov oziroma dohodkov, ustvarjenih na trgu (angl. market incomes), je seveda le del zgodbe. Država namreč preko davčnega sistema in sistema socialne varnosti vpliva na dohodkovno neenakost, ki izvira iz primarne delitve dohodka. Tudi tu lahko proučujemo obstoj določenih zakonitosti, npr. ali je obseg »vplivanja« na končno porazdelitev dohodka odvisen od določenih značilnosti same države. Seveda ugotavljanje tega vpliva ni več možno na ravni posameznika, temveč se kot enota opazovanja jemlje gospodinjstvo ali družino, za analizirani dohodek pa jemljemo razpoložljivi denarni dohodek gospodinjstva. Ravno zaradi tega lahko proučevanje dohodkovne neenakosti poteka na vsaj dveh ravneh, tj. proučevanje porazdelitve bruto dohodkov posameznikov in razpoložljivega denarnega dohodka gospodinjstev. »Vsaj« pravimo zato, ker v tovrstnih analizah lahko dodatno upoštevamo tudi storitve javnega sektorja, v denarju izraženo lastno proizvodnjo in porabo ipd. V drugem poglavju bomo zato podali kratek selektivni pregled mednarodnih raziskav dohodkovne neenakosti, pri čemer gre predvsem za primerjalne raziskave, ki * IER, Ljubljana "raziskovalni asistent, IER, Ljubljana 1 Avtorja se zahvaljujeta Tatjani Novak in Andreju Haramini s Statističnega urada Republike Slovenije za izjemno sodelovanje, Saši Kovačič (UMAR) in Branetu Mišiču (ZSSS) pa za pomoč in nasvete. Ni potrebno posebej poudarjati, da sta avtorja sama odgovorna za vse morebitne napake in napačne interpretacije. Članki IB revija 1-2/2005 I UMAR I 51 iščejo »razlage« za opazovano dinamiko dohodkovne neenakosti. V tretjem poglavju pa bomo na kratko prikazali nekaj raziskav, opravljenih v Sloveniji. Osnovni predmet naše analize bo proučevanje neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov zaposlenih. Ta analiza bo osnovana na grupiranih podatkih iz dohodninske datoteke in bo vključevala tudi merjenje neenakosti porazdelitve posameznih dohodkov - virov dohodnine. Ker dohodninske datoteke vsebujejo tudi podatke o plačanih socialnih prispevkih in o akontacijah dohodnine, bo možno tudi kaj reči o učinkih davkov na zmanjšanje dohodkovne neenakosti oziroma o porazdelitvi »neto« dohodkov. Neto dajemo v narekovaje, ker pri izračunih upoštevamo akontacijo dohodnine, ne pa dejansko plačano dohodnino. Ob tem se moramo zavedati, (a) da so predmet analize posamezniki in še to samo tisti, ki so zavezanci za dohodnino, in (b), da dohodninski podatki ne vključujejo vseh dohodkov posameznika - zavezanca za dohodnino, temveč le dohodke, ki predstavljajo vire dohodnine. Poleg osnovne datoteke kot »kontrolno« oziroma »primerjalno« datoteko uporabljamo tudi podatke o porazdelitvi plač, ki jih redno objavlja Statistični urad. Tu gre za povsem drugi vir podatkov, kjer podjetja - poročevalske enote - poročajo o plačah zaposlenih dvakrat letno (marca in septembra). 2. Kratek selektivni pregled mednarodnih raziskav Literatura o dohodkovni neenakosti se izjemno hitro »množi«, pri čemer razlog za novo spodbudo proučevanju zagotovo tiči v fenomenu globalizacije in njenem vplivu na neenakost; tako dohodkovno neenakost znotraj posameznih držav kot tudi neenakost med državami2. Ob tem raziskovalci skušajo analizirati, ali - in v kolikšni meri -sodobne države preko davčnega sistema in sistema socialne varnosti vplivajo na zmanjšanje neenakosti, ki nastanejo v primarni delitvi. Tako sta Caminada in Goudswaard (2001) ugotavljala, ali je socialna politika vplivala na spremembo v dohodkovni neenakosti v državah OECD. V ta namen sta posebej regresirala Ginijev koeficient na socialne izdatke in na t. i. nadomestitveno razmerje, tj. razmerje med povprečno pokojnino in povprečno plačo. Slednja regresija je bila statistično značilna in vrednost ocene parametra je bila po pričakovanju negativna; v državah z večjo neenakostjo torej zaznavamo nižje vrednosti nadomestitvenega razmerja. Še posebej sta analizirala gibanje dohodkovne neenakosti na Nizozemskem, kjer sta ugotovila, da se lahko občuten porast dohodkovne neenakosti v osemdesetih in devetdesetih letih dvajsetega stoletja v veliki meri pripiše reformi sistema socialne varnosti, ki je mimogrede bila »izsiljena« z slabšanjem ekonomskega položaja v osemdesetih letih dvajsetega stoletja. Milanovic, nedvomno eden vodilnih raziskovalcev dohodkovne neenakosti, je objavil vrsto člankov in razprav na to temo. Na vzorcu podatkov za razvite države OECD, dobljenih iz podatkovne baze Luxembourg Income Survey (LIS) ugotavlja, da imajo države z veliko neenakostjo v faktorskih dohodkih praviloma tudi večji obseg pre-razdeljevanja (Milanovic, 1999a). V raziskavi »Determinants of cross-country income inequality: an 'augmented' Kuznets' hypothesis« (1994) poglablja razumevanje in interpretacijo Kuznetsove krivulje, tj. inverzne U krivulje, ki „stilizirano" kaže, kako se spreminja dohodkovna neenakost v teku gospodarskega razvoja. V začetnih stadijih naj bi bila le-ta majhna, z gospodarskim razvojem pa naj bi se neenakost povečevala in se kasneje, ko država dosega visoko raven gospodarske razvitosti, zopet zmanjševala. Milanovic proučuje, ali se razlike v dohodkovni neenakosti med državami lahko pojasnijo s spremenljivkami, ki odražajo določene nacionalne specifičnosti, ki vplivajo na neenakost; bodisi tako, da dohodkovno disperzijo povečujejo ali pa jo zmanjšujejo. Tako je Ginijev koeficient regresiral na spremenljivke, ki odražajo: (1) dohodkovno heterogenost države, tj. dohodkovne razlike med regijami; (2) delež zaposlenih v javnem sektorju v celotnem deležu zaposlenih ter (3) delež socialnih transferjev v BDP. Spremenljivke iz druge in tretje skupine naj bi bile negativno korelirane z dohodkovno neenakostjo, spremenljivke iz prve skupine pa naj bi bile z njo pozitivno korelirane, kar se je v analizi tudi pokazalo. Milanovic še posebej zagnano proučuje dohodkovno neenakost v državah vzhodne in srednje Evrope. Tej problematiki posveča knjigo Income, inequality and poverty during the transition from planned to market economy (1998) kakor tudi članek Explaining the increase in inequality during transition (1999b). V slednjem ugotavlja vzroke za porast dohodkovne neenakosti v šestih državah srednje in vzhodne Evrope v obdobju 1987-1995. Najpomembnejši dejavnik je pri tem porast neenakosti v porazdelitvi plač, v nekaterih državah pa tudi razvoj zasebnega 2 Fenomen globalizacije proučuje tudi Marjan Svetličič v svoji najnovejši knjigi Globalizacija in neenakomeren razvoj v svetu, kjer podaja tudi izčrpen pregled raziskav, ki so analizirale vpliv globalizacije na dohodkovno neenakost (glej Svetličič (2004). 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki sektorja in s tem povezane velike neenakosti v porazdelitvi dohodka samozaposlenih. Gustafsson in Johansson (1997) sta raziskovala nekaj skupin faktorjev, s katerimi bi lahko pojasnili razlike v dohodkovni neenakosti med državami. Kot ugotavljata na osnovi dokaj enostavne regresijske enačbe, ki vključuje časovne serije različnih držav, velikost javnega sektorja in struktura delovne sile, iz katere je razviden večji delež žensk, učinkujeta na zmanjšanje dohodkovne neenakosti. Po drugi strani pa zunanja trgovina učinkuje na povečanje dohodkovne neenakosti; države z večjo zunanjo trgovino, merjeno v odstotkih BDP, imajo tudi višjo neenakost. Atkinson, ki je nedvomno vodilni teoretik s področja dohodkovne neenakosti in tudi raziskovalec, ki ima bogate izkušnje s področja tovrstnih empiričnih raziskav, opozarja v svoji novejši raziskavi devetih držav članic OECD (Atkinson, 2002), da so izkušnje posameznih držav zelo različne. Za analizo uporablja razpoložljivi dohodek gospodinjstva. Za razliko od Kuznetsove inverzne U krivulje, s katero se pojasnjuje dinamika neenakosti v teku gospodarskega razvoja, Atkinson opisuje gibanje neenakosti v dolgem obdobju od šestdesetih let naprej v razvitih državah s krivuljo v obliki črke U. Pri anglosaških državah (ZDA in Veliki Britaniji) je gibanje Ginijevega koeficienta podobno krivulji v obliki črke U »s serifom«, kar pomeni zmanjševanje v šestdesetih in sedemdesetih letih dvajsetega stoletja, potem pa rast v osemdesetih in zelo majhne spremembe v devetdesetih letih. Na Finskem je gibanje podobno krivulji v obliki črke U (brez serifa), z občutnim povečanjem v devetdesetih letih, na Nizozemskem pa krivulji v obliki črke U s serifom, saj v devetdesetih letih praktično ni prišlo do sprememb v vrednosti Ginijevega koeficienta. Zelo skromno povečanje v devetdesetih letih, ki je nasploh brez jasnega »vzorca«, je značilno za neenakost v Zahodni Nemčiji, za Italijo pa so značilni tako veliki padci kot veliki porasti; velik porast dohodkovne neenakosti je npr. zaznati v obdobju 1990-1993 (in stabilne vrednosti po letu 1993), tako da bi gibanje dohodkovne neenakosti lahko bolje opisali s krivuljo v obliki črke W. Nekako v skladu z Atkinsonovimi ugotovitvami, da so »zgodbe« posameznih držav dokaj različne in da nikakor ne moremo govoriti o enotni trajektoriji dohodkovne neenakosti, so tudi ugotovitve O'Rourkea (2002, str. 60), ki analizira raziskave, ki so proučevale povezavo med odprtostjo gospodarstva in neenakostjo. Kot ugotavlja, je odnos med globalizacijo in neenakostjo odvisen od posamezne države, od porazdelitve virov, s katerimi le-ta razpolaga (naravni viri, kapital in delo) ter od pojavne oblike globalizacije; ali je to trgovinska menjava ali pa migracija delovne sile, kapitalski tokovi in transferji tehnologije. Še posebej velja izpostaviti Atkinsonovo analizo vrhnjega dela dohodkovne porazdelitve, ki kaže, da se je v ZDA, Veliki Britaniji in Kanadi zelo povečal delež dohodka zgornjega prebivalcev v celotnem dohodku zgornjih 10 odstotkov prebivalcev. Povečevanje deležev v vrhnjem delu porazdelitve Atkinson pojasni »s silami glo-balizacije in tehnologije [...], ki so povečale ekstra dohodke tistih, ki imajo najvišje sposobnosti« (Atkinson, 2002, str. 28). 3. Kratek pregled opravljenih raziskav dohodkovne neenakosti v Sloveniji Za Slovenijo bi lahko rekli, da ne manjka raziskav o dohodkovni neenakosti. Te raziskave so pretežno osnovane na treh različnih podatkovnih virih. Za proučevanje neenakosti v porazdelitvi razpoložljivega denarnega dohodka se uporabljajo predvsem podatki iz Ankete o porabi gospodinjstev (APG), ki so presečni in jih lahko spremljamo le v določenih časovnih intervalih. Ti podatki ne vsebujejo informacij o bruto dohodkih, temveč samo o neto dohodkih. Drugi podatkovni vir so podatki o porazdelitvi bruto plač, ki jih redno objavlja Urad za statistiko RS. Tretji podatkovni vir so dohodninski podatki. Težava s temi podatki je v tem, da se je populacija zavezancev spreminjala zaradi sprememb v dohodninski zakonodaji. To konkretno pomeni, da je dohodninska zakonodaja iz leta 1993 imela za posledico zmanjšanje števila davčnih zavezancev in so zato primerjave neenakosti za celotno obdobje od leta 1991 naprej vprašljive. Analiza za celotno obdobje, tj. od leta 1991, je možna le, če se analizirajo posamezne podskupine davčnih zavezancev, katerih vključitev ni bila občutljiva na spremembe davčne zakonodaje. To je npr. podskupina zaposlenih ali podskupina samo-zaposlenih. V nadaljevanju bomo podali kratek opis relevantnih raziskav, osnovanih na podatkih iz ankete o porabi gospodinjstev, in raziskav, osnovanih na dohodninskih datotekah. 3.1. Analize, ki temeljijo na podatkih anket o porabi gospodinjstev Stropnik in Stanovnik (2002) sta proučevala vpliv socialnih transferjev na zmanjševanje dohodkovne neenakosti in revščine v Sloveniji v devetdesetih letih dvajsetega stoletja. Analiza je bila opravljena na osnovi podatkov Ankete o porabi gospodinjstev v letu 1993 in podatkov iz združene datoteke Članki IB revija 1-2/2005 I UMAR I 51 tovrstnih anket v letih 1997, 1998 in 1999. Skladno s pričakovanji je analiza pokazala, da socialni transferji vplivajo tako na manjše tveganje revščine kot tudi na manjšo dohodkovno neenakost. Velja omeniti, da je bil Ginijev koeficient dohodkovne neenakosti v letu 1993 enak 0,267 in torej precej višji kot v letih 1997-1999, ko je znašal 0,236. Izračuni so pokazali, da zmanjšanje neenakosti ni bilo posledica manjše neenakosti pri porazdelitvi plač, saj so bili koeficienti koncentracije dohodkov iz zaposlitve v letih 1997-1999 celo nekoliko višji kot leta 1993. Iz študije je razvidno, da so tako sprememba strukture dohodka, kot tudi spremembe v koeficientih koncentracije učinkovale na zmanjšanje dohodkovne neenakosti, interakcijski člen pa je vplival na povečanje neenakosti3. Čeprav je zmanjšanje neenakosti verodostojno, pa Stropnik in Stanovnik (2002, str. 51) vendarle menita, da zmanjšanje, kot ga zaznavajo ankete o porabi gospodinjstev, lahko vsaj delno pripišemo tudi dejstvu, da so prejemniki z visokimi dohodki manj pripravljeni navajati točne podatke. Čok (2003) na osnovi anket o porabi gospodinjstev v letih 1983, 1993 in 1997-1998 analizira dohodkovno neenakost in to neenakost dekomponira glede na dohodkovne vire kot tudi glede na podskupine gospodinjstev, ki so tvorjene glede na: (1) socialno-oekonomski status nosilca gospodinjstva; (2) starost nosilca gospodinjstva ter (3) izobrazbo nosilca gospodinjstva. Med drugim ugotavlja, da so v celotnem obdobju plače najpomembnejši dohodkovni vir, ki vpliva na dohodkovno neenakost. 3.2. Analize, ki temeljijo na dohodninskih datotekah Stanovnik (1999) na osnovi analize velikega vzorca iz dohodninskih datotek za leti 1991 in 1996 ugotavlja, da je prišlo do povečanja dohodkovne neenakosti med tema letoma, tako pri celotnem dohodku kot tudi pri najpomembnejšem dohodkovnem viru, tj. plačah. Ker je med tema letoma prišlo do občutnih zakonodajnih sprememb na področju dohodnine, so bili iz vzorca izločeni vsi upokojenci, tako da je bila možna vsaj „groba" primerljivost podatkov. Še posebej je zanimivo, da je pri plačah prišlo do izrazitega povečanja v najvišjem, tj. desetem decilnem razredu. Zagotovo je k povečani razpršenosti plač v Sloveniji doprineslo tudi občutno povečanje donosa izobrazbe v prvih letih tranzicije; še posebej povečan donos visokošolske izobrazbe, kar je podrobno prikazano in analizirano v študijah različnih avtorjev (Oražem in Vodopivec, 1995; Stanovnik, 1997). Korak naprej v analizi dohodninskih datotek je napravila Kump (2002), ki je analizirala dohodninski datoteki za leti 1991 in 2000. Podobno kot Stanovnikova (1999), je tudi njena opravljena na enostavnih in velikih vzorcih teh datotek, pri čemer so podatki omogočali ne samo analizo porazdelitve bruto dohodka, temveč tudi dekompozicijo neenakosti na posamezne dele, tj. obračunano dohodnino, plačane prispevke za socialno varnost in razpoložljivi (neto) dohodek. Za doseganje čim boljše primerljivosti tudi ona iz vzorca izloča upokojence. Njeni rezultati kažejo, da je bila neenakost v porazdelitvi bruto dohodkov leta 2000 sicer precej večja kot leta 1991, vendar je bila neenakost v porazdelitvi neto dohodkov leta 2000 tako rekoč enaka tisti iz leta 1991. Vzrok gre seveda iskati predvsem v večji progresivnosti dohodnine, ki jo je vpeljal dohodninski zakon iz leta 19934, kakor tudi v različnih populacijah davčnih zavezancev. Zavedati se namreč moramo, da je - kljub izločitvi upokojencev - primerljivost med obema populacijama še vedno daleč od popolne. Tudi Borak in Pfajfar (2002) sta analizirala dohodkovno neenakost na osnovi dohodninskih datotek. Posebnost njune analize je, da je zajeto celotno obdobje 1991-2000, tako da je možno spremljati spremembe v neenakosti po posameznih letih5. Slabost analize pa je, da je zaradi novega zakona o dohodnini leta 1994 prišlo do občutnega zmanjšanja števila zavezancev za dohodnino6. Te težave sta se zavedala tudi sama avtorja in sta jo na kratko pokomentirala: »[...] ta sprememba [...] bo ves čas motila primerljivost izračunanih 3 Dekompozicija spremembe Ginijevega koeficienta med dvema letoma je možna upoštevajoč t.i. Raovo (1969) dekompozicijo samega Ginijevega koeficienta, ki je podana v četrtem poglavju. Na osnovi te dekompozicije je možno spremembo Ginijevega koeficienta zapisati kot vsoto treh členov: (1) člena, ki kaže učinek, ki je nastal zaradi sprememb v strukturi dohodka; (2) člena, ki kaže učinek, ki je nastal zaradi sprememb koeficientov koncentracije ter (3) interakcijskega člena. 4 Zakon, sprejet ob koncu leta 1993 (UL RS 71/93), je začel veljati leta 1994, kar pomeni, da so dohodki v letu 1994 že bili obdavčeni z »novo« dohodnino. 5 Mimogrede naj omenimo, da je takšen pristop, tj. analiza na osnovi letnih podatkov, zelo zaželen. Atkinson (2003) namreč izraža »[...] velike pomisleke glede prakse, ki jo je sprejel OECD, da se jemljejo posamična leta iz srede sedemdesetih, srede osemdesetih, srede devetdesetih. Takšen postopek lahko da napačno predstavo o dinamiki pojava. Eno samo leto lahko globoko zavaja« (Atkinson, 2002, str. 7). 6 Do spremembe, tj. občutnega zmanjšanja števila zavezancev - upokojencev z nizkimi pokojninami brez drugih dohodkovnih virov - je dejansko prišlo že z uredbo, veljavno od (vključno) leta 1993. To pomeni, da je do občutnega zmanjšanja števila zavezancev za dohodnino prišlo že leta 1993. 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki parametrov« (Borak in Pfajfar, 2002, str. 456). Njuna analiza kaže, da so večje spremembe v neenakosti porazdelitve bruto dohodkov zaznavne le v začetnih letih, tj. v obdobju 1991-1994. Še zlasti izstopata leto 1993, v katerem se je neenakost v porazdelitvi dohodka občutno povečala, ter 1994, v katerem se je neenakost precej zmanjšala. Kljub dokaj velikemu porastu Ginijevega koeficienta za bruto dohodek, in sicer od 0,325 leta 1991 na 0,353 leta 2000, je povečanje Ginijevega koeficienta za neto dohodek bistveno manjše; od 0,305 leta 1991 na 0,317 leta 20 007. 4. Analiza dohodkovne neenakosti pri prejemnikih plač in analiza neenakosti porazdelitve plač v letih 1993-2002 Po tem kratkem in zelo selektivnem prikazu raziskav dohodkovne neenakosti, ki so osnovane na dohodninskih datotekah, lahko ugotovimo, da problem primerljivosti med leti ni bil zadovoljivo rešen. To pomeni, da se tega problema raziskovalci bodisi sploh niso lotili (kot npr. Borak in Pfajfar, 2002), bodisi so ga »razrešili« ah hoc, s preprostim izločanjem upokojencev iz relevantnih datotek (Stanovnik, 1999 ali Kump, 2002). Nadalje, samo analiza Boraka in Pfajfara (2002) analizira spremembe po vseh letih (torej leto na leto), drugi dve raziskavi pa obravnavata le dva časovna izseka. Namen naše analize je zato preseči te pomanjkljivosti in podati korektno primerjavo dohodkovne neenakosti in to na osnovi letnih podatkov. Naša analiza bo osredotočena na proučevanje sprememb v porazdelitvi dohodkov od dela, ki predstavlja daleč najpomembnejši faktorski dohodek. Ob tem bomo skušali podati nekaj ugotovitev o dinamiki dohodkovne neenakosti pri dohodkih po obdavčitvi. V ta namen bomo uporabili podatke iz dohodninskih datotek, pri čemer bomo upoštevali le najpomembnejšo skupino davčnih zavezancev - zaposlene. Poleg te podatkovne osnove bomo uporabili tudi podatke o porazdelitvi plač, ki jih objavlja - za meseca marec in september - Urad za statistiko RS. Prvi podatkovni vir (dohodninska datoteka) vsebuje poleg podatkov o bruto plači tudi podatke o drugih dohodkovnih virih zaposlenih, kakor tudi podatke o plačanih delojemalčevih prispevkih za socialno varnost in plačani akontaciji dohodnine. Žal, podatki o obračunani (tj. plačani) dohodnini niso bili na razpolago. Treba je namreč povedati, da je končna dohodninska obveznost za zavezance z visokimi dohodki praviloma večja od vplačanih akontacij; za prejemnike z nizkimi dohodki pa je obračunana dohodnina manjša od akontacije, tako da so ti zavezanci deležni povračil8. 4.1. Podatkovna osnova Ciljno populacijo predstavljajo zaposlene osebe, ki prejemajo plačo. Osnova za določitev te populacije je Statistični register delovno aktivnega prebivalstva, ki ga vzdržujejo na Uradu Republike Slovenije za statistiko. Upoštevane so samo tiste osebe, ki so: (1) zaposlene za polni delovni čas, kar pomeni, da imajo v registru podatek »delovni čas daljši ali enak 36 ur (polni delovni čas)« ter (2) so bile celo koledarsko leto zaposlene pri istem delodajalcu. Te osebe so na Statističnem uradu Republike Slovenije preko enoličnega identifikatorja povezali s podatki o odmeri dohodnine, ki jih je posredoval Davčni urad Republike Slovenije. Za potrebe analize so vključene samo tiste osebe, ki so jih sodelavci Statističnega urada Republike Slovenije lahko povezali z odmero dohodnine in so prejemale plačo. Statistični urad Republike Slovenije nam je dostavil grupirane podatke, pri čemer je bilo tvorjenih petnajst dohodkovnih razredov. Zaposleni so bili razvrščeni v dohodkovne razrede glede na bruto plačo in ne glede na celotne dohodke. Ta manjša nedoslednost po našem mnenju nima resnih posledic, saj je razlika v razvrstitvi zaposlenih glede na bruto plačo in razvrstitev glede na celotne dohodke verjetno zanemarljiva. Podatki po dohodkovnih razredih vsebujejo število zaposlenih, njihov sumarni celotni dohodek in sumarni dohodek po posameznih virih dohodnine. Žal zaradi manjše napake v primarni računalniški obdelavi med dohodkovne vire ni vključen vir »nadomestilo, izplačano pri drugih izplačevalcih«. Ta vir vključuje nadomestila, izplačana od Zavoda za zdravstveno zavarovanje RS, Zavoda za zaposlovanje RS in Ministrstva za delo, družino in socialne zadeve. Drugi statistični vir predstavljajo objavljeni podatki o porazdelitvi zaposlenih oseb po velikosti bruto plače za mesec september zadevnega leta. Ti podatki so grupirani v dvajset dohodkovnih skupin. Zajeti so zaposleni, ki so delali v podjetjih, družbah in organizacijah in so septembra delali polni delovni čas, tj. od 139 do 200 plačanih ur. Zaposleni v zasebnih podjetjih z eno ali dvema zaposlenima osebama niso zajeti. Prav tako niso zajete zaposlene osebe, ki delajo pri samostojnih 7 Treba je omeniti, da avtorja za »neto« dohodek jemljeta razliko med bruto dohodkom in realizirano dohodnino. Gre torej za dohodek, ki vključuje tudi delojemalčeve socialne prispevke. 8 To je razvidno iz tabele D1 v prilogi. Tabela 1: Struktura bruto dohodka zaposlenih, ki so zavezanci za dohodnino, 1993-2002 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Skupaj 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 0,9181 0,9029 0,9005 0,8938 0,8938 0,8998 0,9026 0,9071 0,9089 0,9093 Stimulacije in bonitete 0,0023 0,0039 0,0041 0,0047 0,0059 0,0044 0,0044 0,0041 0,0035 0,0033 Regres 0,0559 0,0501 0,0540 0,0565 0,0546 0,0493 0,0475 0,0453 0,0449 0,0458 Odpravnine ob upokojitvi, jubilejne nagrade in enkratne solidarnostne pomoči ter drugi prejemki iz delovnega razmerjal - 0,0019 0,0013 0,0020 0,0021 0,0032 0,0033 0,0037 0,0034 0,0036 Pokojnina in nadomestila, izplačana pri ZPIZ-u 0,0046 0,0041 0,0058 0,0063 0,0054 0,0054 0,0056 0,0058 0,0061 0,0059 Plače iz tujine 0,0000 0,0043 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 Pokojnine iz tujine 0,0000 0,0043 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 Prejemki, doseženi z opravljanjem storitev in poslov po pogodbah in na drugih podlagah2 - 0,0073 0,0075 0,0078 0,0076 0,0074 0,0073 0,0074 0,0074 0,0072 Prejemki učencev in študentov, prejeti preko študentskih ali mladinskih organizacij3 - 0,0001 0,0002 0,0002 0,0006 0,0003 0,0003 0,0003 0,0002 0,0002 Katastrski dohodek kmetijskih in gozdnih zemljišč, zmanjšan za oprostitve, olajšave in pristojbine 0,0024 0,0034 0,0030 0,0027 0,0024 0,0021 0,0022 0,0014 0,0013 0,0017 Dohodki iz dejavnosti 0,0009 0,0012 0,0016 0,0016 0,0017 0,0016 0,0017 0,0019 0,0020 0,0021 Dobiček iz kapitala 0,0017 0,0003 0,0002 0,0003 0,0003 0,0003 0,0005 0,0004 0,0006 0,0015 Dohodki iz premoženja 0,0037 0,0036 0,0081 0,0102 0,0126 0,0121 0,0111 0,0102 0,0102 0,0097 Dohodki iz premoženjskih pravic 0,0103 0,0125 0,0136 0,0138 0,0130 0,0141 0,0135 0,0124 0,0115 0,0097 Opombe: 1 Kategorija v letu 1993 ni obstajala, v letu 1994 pa se je Imenovala "drugI prejemki iz delovnega razmerja". 2 Kategorija je bila v letu 1993 Izpuščena iz statistične obdelave. 3 Kategorija v letu 1993 ni obstajala. 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki podjetnikih - posameznikih. Podatki se redno objavljajo v Statističnih informacijah9, kjer so tudi podana natančnejša metodološka pojasnila. 4.2. Rezultati analize Kot je razvidno iz prejšnjega razdelka, bo naša analiza osnovana na dveh različnih podatkovnih osnovah. Prva je že zgoraj opisana dohodninska datoteka. Druga podatkovna osnova oziroma datoteka pa izvira iz že omenjenega poročanja poročevalskih enot o bruto plačah zaposlenih. Strukturo bruto dohodka zaposlenih, dobljeno iz dohodninske datoteke, podajamo v tabeli 1. Kot je razvidno iz tabele 1, plače (vključno z nadomestili plač in povračilom stroškov) ter regres za letni dopust skupaj predstavljajo več kot 95 odstotkov vsega bruto dohodka zaposlenih. Dohodki iz premoženja predstavljajo okoli 1 odstotek, dohodki iz premoženjskih pravic (»avtorski honorarji«) prav tako okoli 1 odstotek, prejemki, doseženi z opravljanjem poslov po pogodbah (»pogodbeno delo«) pa nekaj manj kot 1 odstotek vsega bruto dohodka zaposlenih. Čeprav je bil delež dohodka od odpravnin ob upokojitvi, jubilejnih nagrad in enkratnih solidarnostnih pomoči ter drugih prejemkov iz delovnega razmerja relativno majhen, se je med letom 1993 in 2002 - relativno gledano - vendarle občutno povečal, in sicer od 0,19 odstotka leta 1993 na 0,36 odstotka leta 2003. Ta kategorija vključuje tudi udeležbo članov nadzornih svetov v dobičku. Poleg strukture dohodka je zagotovo pomembno izvedeti kaj tudi o njegovi porazdelitvi; tako celotnega dohodka kot tudi posameznih dohodkovnih virov. Za merjenje dohodkovne neenakosti bomo uporabili Ginijev koeficient, za ugotavljanje »doprinosa« posameznih dohodkovnih virov pa t. i. Raovo (1969) dekompozicijo. Formalno lahko torej zapišemo: G = ^ skCk kjer je G Ginijev koeficient, sk delež dohodkovnega vira k v celotnem dohodku in C, koeficient koncentracije dohodkovnega vira k. Rezultate Raove dekompozicije prikazujemo v tabeli 2 in jih je treba obravnavati ob upoštevanju strukture bruto dohodka zaposlenih v tabeli 1. Na splošno lahko rečemo, da rezultati niso nepričakovani. Očitno je v obdobju 1993-2002 prišlo do povečanja dohodkovne neenakosti v populaciji zaposlenih, pri čemer gre za porazdelitev bruto dohodkov. Iz vrednosti posameznih koeficientov koncentracije10 je razvidno, da je kar nekaj dohodkovnih virov močno skoncentriranih med zaposlenimi z visokimi celotnimi dohodki. To velja za (1) stimulacije in bonitete, (2) za odpravnine ob upokojitvi, jubilejne nagrade in enkratne solidarnostne pomoči ter druge prejemke iz delovnega razmerja. Tudi prejemki, doseženi z opravljanjem storitev in poslov po pogodbah in na drugih podlagah, dobiček iz kapitala, dohodki iz premoženja in dohodki iz premoženjskih pravic imajo visoke koeficiente koncentracije, kar kaže na to, da so ti dohodkovni viri precej bolj prisotni pri zaposlenih, ki imajo visoke celotne dohodke. Nizka, a pozitivna vrednost drugega najpomembnejšega dohodkovnega vira zaposlenih, regresa za letni dopust, je povsem pričakovana. Če bi bila vrednost koeficienta koncentracije za regres enaka nič, bi to pomenilo, da vsi zaposleni prejemajo enak znesek regresa. To sicer ne drži povsem, so pa odstopanja relativno majhna. Pojasnilo je na dlani; znesek regresa, ki presega znesek, določen z vladno uredbo, ni deležen ugodne davčne obravnave. Regres je sicer vedno bil obdavčen z dohodnino, a od vključno leta 1994 znesek, ki presega zneska povprečne plače v RS, ni davčno priznan odhodek (pri davku od dobička), od leta 1998 pa je ta znesek obdavčen tudi s prispevki za socialno varnost. Z davčnega vidika izplačevanje visokih regresov torej ni posebno smiselno, čeprav je očitno, da se nekateri kljub temu vendarle odločajo tudi za višja izplačila. Kaj lahko rečemo o učinkih davčnega sistema na zmanjševanje dohodkovne neenakosti? Razpoložljivi podatki poleg bruto dohodka (in dohodkovnih virov) podajajo tudi zneske plačanih prispevkov za socialno varnost (s strani delojemalca) ter akontacije dohodnine. Kot smo omenili, podatka o realizirani dohodnini žal ni. Na povsem podoben način, tj. na osnovi Raove dekompozicije, lahko 9 Podatki se objavljajo ne samo za september, temveč tudi za marec zadevnega leta. Na podlagi mnenj sodelavcev Urada za makroekonomske analize in razvoj se odločamo za septembrske podatke, ker naj bi le-ti bili bolj reprezentativni za celoletno gibanje plač. 10 Ginijev koeficient predstavlja dvakratnik razlike med ploščino pod diagonalo in ploščino pod Lorenzovo krivuljo; koeficient koncentracije pa predstavlja dvakratnik razlike med ploščino pod diagonalo in ploščino pod krivuljo koncentracije. Na abscisni osi je - tako kot pri konstrukciji Lorenzove krivulje - podana kumulativa zavezancev (rangiranih glede na celotni dohodek, od najnižjega do najvišjega), na ordinatni osi pa kumulativa danega dohodkovnega vira. Vrednost je -1, če najrevnejši zavezanec prejema celotni znesek danega dohodkovnega vira; vrednost 0 pomeni, da vsi zavezanci prejemajo enak znesek dohodkovnega vira; vrednost 1 pomeni, da najpremožnejši zavezanec prejema celotni znesek danega dohodkovnega vira. Tabela 2: Ginijev koeficient in koeficienti koncentracije dohodkovnih virov za zaposlene, 1993-2002 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Ginijev koeficient Skupaj 0,2718 0,2794 0,2950 0,2988 0,3024 0,3053 0,3119 0,3109 0,3131 0,3083 Koeficienti koncentracije dohodkovnih virov Plača, nadomestilo plače in povračilo stroškov 0,2814 0,2873 0,3058 0,3092 0,3112 0,3113 0,3177 0,3181 0,3208 0,3160 Stimulacije oziroma bonitete 0,5353 0,4349 0,4393 0,4257 0,4929 0,6180 0,6224 0,6577 0,6355 0,6620 Regres 0,1074 0,0863 0,0528 0,0605 0,0678 0,0623 0,0788 0,0519 0,0492 0,0639 Odpravnine ob upokojitvi, jubilejne nagrade in enkratne varnostne pomoči ter drugi prejemki iz - 0,4313 0,5217 0,5315 0,4932 0,6002 0,6208 0,6544 0,7270 0,7288 delovnega razmerja Pokojnina in nadomestila, izplačana pri ZPIZ-u -0,4381 -0,3906 -0,2721 -0,2765 -0,4031 -0,4069 -0,4546 -0,4317 -0,4331 -0,4530 Plače iz tujine 0,2573 0,2579 0,5171 -0,1783 -0,1325 -0,8076 0,5113 -0,1517 0,6488 0,1817 Pokojnine iz tujine 0,0901 0,2583 0,3275 0,0707 -0,3696 -0,1145 -0,1250 -0,2615 0,1307 -0,1547 Prejemki, doseženi z opravljanjem storitev in poslov po pogodbah in na drugih podlagah - 0,3878 0,4442 0,4753 0,5210 0,5335 0,5725 0,5725 0,5959 0,5956 Prejemki učencev in študentov, prejeti preko študentskih ali mladinskih organizacij - -0,1333 -0,3089 -0,2300 -0,7304 -0,4352 -0,2428 -0,2431 -0,3771 -0,4218 Katastrski dohodek kmetijskih in gozdnih zemljišč, zmanjšan za oprostitve, olajšave in pristojbine 0,0023 0,0033 0,0269 0,0334 0,0303 0,0296 0,0286 0,0388 0,0225 0,0153 Dohodki iz dejavnosti 0,2191 0,1519 0,1518 0,1818 0,2025 0,1712 0,1175 0,1731 0,1408 0,1176 Dobiček iz kapitala 0,1190 0,3414 0,1953 0,1218 0,3921 0,4019 0,3142 0,4422 0,6299 0,5892 Dohodki iz premoženja 0,4870 0,4974 0,5212 0,5326 0,5204 0,5292 0,5340 0,4962 0,4905 0,4984 Dohodki iz premoženjskih pravic 0,5859 0,5891 0,6007 0,5959 0,6126 0,6352 0,6349 0,6209 0,6297 0,5955 rb M O 0 01 C S > 73 Ol ->J 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki Tabela 3: Ginijevi koeficienti za bruto dohodek in koeficienti koncentracije za socialne prispevke, akontacijo dohodnine in "neto" dohodek, 1993-2002 Leto Ginijev koeficient za bruto dohodek Koeficient koncentracije za akontacijo dohodnine Koeficient koncentracije za prispevke za socialno varnost Koeficient koncentracije za "neto" dohodek 1993 0,2718 0,3835 0,2784 0,2452 1994 0,2794 0,4595 0,2848 0,2386 1995 0,2950 0,4720 0,3031 0,2546 1996 0,2988 0,4751 0,3055 0,2575 1997 0,3024 0,4793 0,3074 0,2616 1998 0,3053 0,4840 0,3102 0,2634 1999 0,3119 0,4911 0,3164 0,2693 2000 0,3109 0,4885 0,3169 0,2678 2001 0,3131 0,4906 0,3188 0,2697 2002 0,3083 0,4844 0,3149 0,2652 Opomba: izračunano na osnovi dohodninske datoteke (SURS). razčlenimo neenakost porazdelitve bruto dohodkov na neenakosti posameznih sestavin bruto dohodka, tj. delojemalčevih prispevkov za socialno varnost, akontacije dohodnine ter »neto« dohodka. »Neto« dohodek je tukaj definiran kot razlika med bruto dohodkom ter plačanimi delojemalčevimi prispevki za socialno varnosti in akontacijo dohodnine. Ginijeve koeficiente in koeficiente koncentracije prikazujemo v tabeli 3 in na sliki 1. Kot je razvidno iz tabele 3, je koeficient koncentracije za »neto« dohodek precej nižji od Ginijevega koeficienta. Ni niti najmanjšega dvoma, da bi bili koeficienti koncentracije za pravi neto dohodek, pri katerem bi namesto akontacije dohodnine upoštevali dejansko realizirano dohodnino, še nižji. Za to trditev imamo posreden dokaz v analizi doplačil in vračil dohodnine. Kot je razvidno iz tabele D1, se namreč realizirana dohodnina, še zlasti pri zavezancih z nizkimi in visokimi dohodki, precej razlikuje od akontacije dohodnine. Prvi dohodninski razred je v letih 1994-2001 prejemal neto vračila, ki so znašala od 23 (leta 1994) do 42 odstotkov (leta 2000) realizirane dohodnine za to skupino. Za najvišji dohodninski razred pa neto doplačila predstavljajo med 10 do 13 odstotki realizirane dohodnine. Povedano z drugimi besedami, dohodninska progresija je zagotovo višja, če upoštevamo realizirano dohodnino namesto akontacije dohodnine. Vir podatkov: A - SURS, dohodninske datoteke, B - SURS, Statistične informacije (Porazdelitev zaposlenih oseb v podjetju iz drugih organizacijah po velikosti bruto plače v RS, september zadevnega leta). Članki IB revija 1-2/2005 I UMAR I 51 Iz tabele 3 je razvidno, da se je progresija dohodnine precej povečala po novem zakonu, sprejetem ob koncu leta 1993. Tako se je dohodnina za leto 1994 že obračunavala po novem zakonu, in znižana vrednost koeficienta koncentracije za „neto" dohodek je rezultat povečane dohodninske progresije. »Zgodba« o zmanjševanju neenakosti se je hitro zaključila, in sicer že leta 1995, ko je prišlo do občutnega povečanja neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov, zelo verjetno kot »protiudar« novemu dohodninskemu zakonu11. Povečane neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov niti povečana progresivnost dohodnine ni mogla povsem nevtralizirati. Po „burnem" letu 1995 in nasploh burnem obdobju 1991 - 1995 se je rast neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov zaposlenih umirila oziroma bistveno zmanjšala. Trditev o povečani neenakosti v porazdelitvi bruto dohodkov zaposlenih si je treba ogledati nekoliko bolj podrobno, in sicer z analizo kvintilnih oziroma decilnih razredov. V tabeli 4 so podani deleži celotne mase plač oziroma celotne mase bruto dohodka, ki ga prejme najnižjih 20, najvišjih 20 ter najvišjih 10 in najvišjih 5 odstotkov prejemnikov. Ob tem se stolpec A nanaša na dohodninske zavezance - prejemnike plač in na njihov bruto dohodek, stolpec B pa na prejemnike plač in njihove plače. Obstaja še ena pomembna razlika; v stolpcu A gre za meritev bruto dohodkov v celotnem zadevnem letu, v stolpcu B pa za meritev plač v mesecu septembru zadevnega leta. Kot je razvidno iz tabele 4, so vrednosti posameznih indikatorjev dohodkovne porazdelitve pri obeh podatkovnih osnovah precej skladne. Tako oba podatkovna vira kažeta, da se je delež bruto dohodka oziroma plač, ki ga prejme najnižjih 20 odstotkov prejemnikov plač (prvi kvintilni razred), ob koncu devetdesetih let dvajsetega stoletja znižal v primerjavi z začetkom devetdesetih let. Delež bruto dohodka oziroma plač, ki ga prejme najvišjih 20 odstotkov prejemnikov plač, se je povečeval vse do leta 1999, potem pa se je »stabiliziral« pri vrednosti okoli 40 odstotkov. Gibanje tega deleža je prikazano tudi na sliki 2. Še posebej pa je zanimiva primerjava vrha dohodkovne porazdelitve, tj. zgornjega decilnega razreda, ki jo podajamo na sliki 3. Ta slika kaže delež dohodka zgornjih 10 odstotkov prejemnikov v dohodku zgornjih 20 odstotkih prejemnikov (krivulja A) in krivuljo, ki kaže delež plač zgornjih 10 odstotkov prejemnikov plač v plačah zgornjih a. >o J2 o. (0 E o 'n o (0 TJ O -C o TJ O 00 00 cn CD 00 cn 00 00 LO oo CM LO 00 " 00 " " , ■ m CO 00 00 00 cn cn C C\l CM "' CM "' CM "' CM "' CM "' 00 '" 00 "' 00 "' 00 "' (D o" O ffi O > " C 00 00 00 cn cn T— 00 T— cn LO 00 CM LO 00 00 O < r^ r^ cn cn T— T— T— cm cm "' CM "' CM "' 00 "' 00 "' 00 '" 00 "' 00 "' 00 "' o" ^f CD CD LO cd 00 00 " > cn LO T— r^ r^ 00 T— o m 00 t LO LO LO LO cd cd cd LO T- T- T- T- T- T- T" "' T- T- T- § o" "' "' "' "' "' "' "' "' TJ O m JZ '¡T " 00 cd cd 00 o CD r^ T— LO cd 00 CM T- 00 SV < t LO cd cd cd cd cd N T" T- T- T- T- T- T- T- '" T" '" o" "' '" "' "' '" "' '" 00 00 LO 00 CM cd > cd cn CM cd LO cd CM o m (M LO LO LO LO LO LO ^ C\l cm "' cm "' CM "' CM "' CM "' CM "' CM "' CM "' CM "' o o" to ~o o o T- LO CM 00 " T— 00 cd T— (M CM cn 00 LO 00 00 T— 00 o < 00 LO LO LO cd cd cd LO N C\l CM "' CM "' CM "' CM "' CM '" CM "' CM "' CM "' CM '" o" r^ LO 00 00 LO LO cn 00 > r^ LO 00 00 cn " 00 o m CD 00 cn 00 cn cn cn cn cn ^ 00 00 "' 00 "' 00 "' 00 "' 00 "' 00 "' 00 "' t "' 00 "' o o" to ~o o o (M ŠT cd cn cd CM 00 CM cd CM LO cn CM LO T— " 00 " o < r^ 00 00 cn cn N 00 '" 00 '" 00 '" 00 '" 00 '" 00 '" t '" t '" t '" t '" CM 00 cn " CD 00 00 " " cn cn S cd LO CM cn v m cn cn cn cn cn cn cn cn cn 00 "' "' "' "' "' "' "' "' "' "' TJ O O (M " " CD 1- cd cn CM " TJ cn 00 T— CM T- CM O < cn cn cn cn cn cn cn cn cn cn O. "' "' "' "' "' "' "' "' "' "' if) 00 LO cd 00 cn " " CM cn cn cn cn cn cn cn " o " cn cn cn cn cn cn cn CM CM CM i> 3 11 Sredi 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 dejanski plači - ZIDPPNN (UL RS 29/95). Ta zakon je očitno skušal zajeziti „nezadržno" rast visokih plač in postaviti višjo spodnjo mejo za najnižjo plačo. Sodeč po rezultatih naše analize so se rezultati delovanja zakona pokazali šele v letu 1996. 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki Slika 2: Gibanje deleža dohodka zgornjih 20 odstotkov prejemnikov, 1993-2002 Leto Vir podatkov: A - SURS, dohodninske datoteke, B - SURS, Statistične informacije (Porazdelitev zaposlenih oseb v podjetju iz drugih organizacijah po velikosti bruto plače v RS, september zadevnega leta). Slika 3: Gibanje deleža dohodka zgornjih 10 odstotkov prejemnikov v dohodku zgornjih 20 odstotkov prejemnikov, 1993-2002 Leto Vir podatkov: A - SURS, dohodninske datoteke, B - SURS, Statistične informacije (Porazdelitev zaposlenih oseb v podjetju iz drugih organizacijah po velikosti bruto plače v RS, september zadevnega leta). 20 odstotkov prejemnikov plač (krivulja B). Krivulja A je dosledno nad krivuljo B, kar je nedvomno posledica dejstva, da so drugi dohodki, ki jih prejemajo zaposleni (avtorski honorarji, dohodki iz premoženja, dohodki iz pogodbenega dela), bolj skoncentrirani med zgornjimi 10 odstotki prejemnikov plač. Opaziti pa je mogoče še nekaj; krivulja bruto dohodkov, ki temelji na dohodninski datoteki (krivulja A), je bolj »zvezna« oziroma ima manjše spremembe med leti od krivulje plač (krivulja B). To je pričakovano, kajti krivulja A vključuje letne dohodke posameznika - prejemnika plač, krivulja B pa plače za mesec september zadevnega leta; kot splošno pravilo pa velja, da so letni dohodki podvrženi manjšim oscilacijam kot pa mesečni dohodki. Sicer pa tudi tu lahko ugotovimo, da je delež dohodka zgornjih 10 odstotkov v dohodku zgornjih 20 odstotkov prejemnikov naraščal vse do leta 1999, potem pa je začel upadati. Slika 4 kaže delež dohodka zgornjih 5 odstotkov v dohodku zgornjih 10 odstotkov prejemnikov. Ponovno lahko ugotovimo, da je odgovarjajoča krivulja bruto dohodkov striktno nad krivuljo bruto plač. Medtem ko krivulja za bruto dohodek Članki IB revija 1-2/2005 I UMAR I 51 Slika 4: Gibanje deleža dohodka zgornjih 5 odstotkov prejemnikov v dohodku zgornjih 10 odstotkov, 1993-2002 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Leto Vir podatkov: A - SURS, dohodninske datoteke, B - SURS, Statistične informacije (Porazdelitev zaposlenih oseb v podjetju iz drugih organizacijah po velikosti bruto plače v RS, september zadevnega leta). Slovenije12. Žal, bolj zanesljivi in bolj podrobni podatki AJPESa ne pokrivajo najbolj zanimivega obdobja, tj. prve polovice devetdesetih let; pokrivajo le obdobje od leta 1998. Kot je razvidno iz tabele 5, je povprečna plača zaposlenih po individualni pogodbi leta 1998 znašala 2.8-krat povprečne plače zaposlenih po kolektivni pogodbi, masa izplačanih plač po individualnih pogodbah pa je decembra tega leta predstavljala že 10.6 odstotkov celotne mase plač. Podatki iz tabele 5 jasno nakazujejo, da je od leta 1998 dalje bilo zelo malo sprememb v številu individualnih pogodb in v razmerju med povprečnimi plačami prejemnikov po individualni in prejemnikov po kolektivni pogodbi. Nedvomno je takšno stagnantno »negibanje« tudi pojasnilo za »umiritev« deleža dohodka, ki ga prejema zgornji dohodkovni razred (zgornjih 20, 10 ali 5 odstotkov). Tabela 5: Število zaposlenih, masa izplačanih plač, povprečna plača po kolektivnih in individualnih pogodbah, december 1998 in december 2003 Kategorija December 1998 December 2003 Kolektivne pogodbe Število zaposlenih 577,470 581,550 Masa izplačanih plač (v milijardah SIT) 85.9 142.1 Povprečna plača (v tisočih SIT) 148.7 244.3 Individualne pogodbe Število zaposlenih 24,085 23,245 Masa izplačanih plač (v milijardah SIT) 10.2 16.1 Povprečna plača (v tisočih SIT) 423.4 691.7 Vir podatkov: Interna dokumentacija AJPES. (krivulja A) kaže le malenkostne spremembe od leta 1996 dalje, pa krivulja za bruto plače (krivulja B) narašča v letih 1996 - 1999, in zatem pada. Očitno je, da se je v prvih letih tranzicije povečeval delež dohodka oziroma plač, ki jih prejema skupina z visokimi dohodki, ne glede, ali jemljemo zgornjih 20, 10 ali 5 odstotkov prejemnikov. Eno od razlag za takšen porast ponuja Atkinson (1998), ki navaja večjo »individualizacijo« delovnih pogodb kot enega pomembnih vzrokov za porast dohodkov v zgornjih dohodkovnih razredih. Ni niti najmanjšega dvoma, da je proces individualizacije potekal tudi v Sloveniji, kaže pa, da je največjo intenziteto in učinek (na neenakost) dosegal prav v prvih letih tranzicije. Podatki o številu individualnih pogodb so žal nezanesljivi, ker obstajajo precejšnja neskladja med podatki AJPESa in podatki Statističnega urada Republike 12 Kot primer teh neskladij, naj navedemo, da je, po podatkih SURSa, število individualnih pogodb o delu za september 1998 znašala 15,594, medtem ko je odgovarjajoči podatek od AJPESa za december 1998 znašal 24,085. 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki Tabela 6: Število zaposlenih, število zaposlenih z minimalno plačo, povprečna plača glede na pogodbo o zaposlitvi in glede na sektor zaposlitve v decembru 2003 Kategorija Javni sektor Zasebni sektor Kolektivne pogodbe Število zaposlenih 145,483 436,067 Število zaposlenih z minimalno plačo - 22,899 Povprečna plača (v tisočih SIT) 317.7 219.9 Individualne pogodbe Število zaposlenih 2,287 20,258 Povprečna plača (v tisočih SIT) 700.6 690.3 Vir podatkov: Interna dokumentacija AJPESa. Ob tem velja omeniti, da so individualne pogodbe o zaposlitvi močno skoncentrirane v zasebnem sektorju, tj. pri pravnih osebah izven javnega sektorja, kar je razvidno tudi iz tabele 6. Zaposleni z individualnimi pogodbami predstavljajo 4,9 odstotka vseh zaposlenih v zasebnem sektorju, v javnem sektorju pa je ta delež le 1,6-odstoten. Ob tem in ob dejstvu, da precejšen delež delavcev v zasebnem sektorju prejema minimalno plačo (glej tabelo 6), ne preseneča, da je dohodkovna neenakost zaposlenih v zasebnem sektorju precej višja od dohodkovne neenakosti v javnem sektorju, kot je to razvidno iz tabele 7. Ob tem velja omeniti, da je trend gibanja neenakosti dohodkov zaposlenih v zasebnem in v javnem sektorju dokaj skladen. Z drugimi besedami: dinamika Ginijevega koeficienta kaže velik porast v obdobju 1993-1995, in sicer tako v javnem kot v zasebnem sektorju. Upoštevajoč dejstvo, da je v javnem sektorju število prejemnikov plač na osnovi individualne pogodbe relativno skromno, podobnost tega gibanja med javnim in zasebnim sektorjem nakazuje na druge možne vzroke za porast neenakosti v obdobju 1993 -1995. Tu predvsem velja izpostaviti novo dohodninsko zakonodajo. Pri tem mislimo ne samo na prvi dohodninski zakon iz leta 1991, temveč predvsem drugi, povsem prenovljeni zakon iz leta 1993. Ta novi zakon je bistveno povečal davčno progresijo in vse kaže, da je posledično prišlo do močnih pritiskov za »nevtralizacijo« teh učinkov s povečano disperzijo plač. Vlada je resda reagirala, in Državni zbor je leta 1995 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). Dejstvo je, da se je disperzija (beri: neenakost) plač »dokaj« umirila po letu 1995; ali gre pripisati za to zasluge samemu zakonu ali pa zgolj temu, da se je prilagajanje novemu dohodninskemu zakonu že zaključilo, je odprto vprašanje. Naj še omenimo, da sta dinamiki dohodkovne neenakosti v zasebnem in javnem sektorju dokaj »asinhroni« od leta 2001 dalje. Ginijev koeficient za dohodkovno neenakost v javnem sektorju se je leta 2001 zmanjšal, prav tako tudi leta 2002; v zasebnem sektorju tega trenda ne zaznavamo. 5. Namesto zaključka Naša analiza dohodkovne neenakosti je bila osredotočena na proučevanje dohodkovne Tabela 7: Ginijev koeficient dohodkovne neenakosti, zasebni in javni sektor Leto Skupaj Zasebni sektor Javni sektor 1993 0,2718 0,2689 0,2345 1994 0,2794 0,2778 0,2594 1995 0,2950 0,2941 0,2712 1996 0,2988 0,2959 0,2719 1997 0,3024 0,2971 0,2771 1998 0,3053 0,3015 0,2827 1999 0,3119 0,3061 0,2909 2000 0,3109 0,3052 0,2895 2001 0,3131 0,3064 0,2848 2002 0,3083 0,3043 0,2699 Članki IB revija 1-2/2005 I UMAR I 51 neenakosti pri zaposlenih. Gre torej le za en -sicer zelo pomemben segment - v celoviti analizi dohodkovne neenakosti. Lahko bi rekli, da je celo z vidika neenakosti faktorskih dohodkov analiza parcialna, ker vanjo niso vključeni tudi samozaposleni, Kljub tem »pomanjkljivostim« nas je analiza nedvomno pripeljala do nekaterih trdnih zaključkov. Tako ni dvoma, da je bilo glavno »dogajanje« oziroma porast dohodkovne neenakosti skoncentrirano v prvih letih tranzicije, ko je nova država pridobivala vse značilnosti tržnega gospodarstva, vključno s povečano disperzijo dohodkov od dela. Dejstvo je, da po letu 1995 zaznavamo občutno umiritev te dinamike. Na dohodkovno neenakost, natančneje na neenakost v porazdelitvi bruto dohodkov (oziroma bruto plač) pri prejemnikih plač, je v prvih letih tranzicije v določeni meri vplivalo izrazito povečanje števila individualnih pogodb. Prav tako ni dvoma, da je na neenakost vplivala tudi relevantna davčna zakonodaja. Dohodnina, prvič vpeljana v letu 1991 in kasneje (leta 1993) temeljito spremenjena, je povzročila »reakcijo«, ki se je kazala v povečevanju razponov v bruto dohodkih. Ker analiziramo le obdobje od leta 1993 dalje, se naša ugotovitev nanaša le na dohodninski zakon iz leta 1993. Porazdelitev »neto« dohodka, tj. bruto dohodka, zmanjšanega za socialne prispevke in akontacijo dohodnine kaže manjši porast neenakosti, kot bi to sklepali iz porazdelitve bruto dohodkov. Ni niti najmanjšega dvoma, da bi dinamika porazdelitve pravega neto dohodka (tj. bruto dohodka, zmanjšanega za socialne prispevke in plačano dohodnino) pokazala še manjši porast neenakosti. Čeprav se je dohodkovna neenakost precej »umirila« po letu 1995, ne moremo reči, v kolikšni meri je to zasluga zakonske regulative, konkretno Zakona o izvajanju dogovora o politiki plač in drugih prejemkov zaposlenih v gospodarstvu in socialnega sporazuma za leto 1995 ter o najnižji in najvišji dejanski plači. Ta zakon je bil sprejet sredi leta 1995. Ne spuščamo se v napovedovanje gibanja neenakosti v porazdelitvi plač v prihodnje, vendar je kljub temu jasno, da bodo na to dinamiko vplivali tako zunanji kot notranji faktorji. Tako ni dvoma, da bo globalizacija oziroma internalizacija proizvodnje še naprej povzročala močne pritiske na določene sektorje slovenske industrije; tako v smeri zahtev po tehnološkem posodabljanju kot v smeri zniževanja stroškov dela. Ob tem je treba poudariti dejstvo, da je nemenjalni sektor v Sloveniji še vedno dobro „izoliran" od konkurence in pritiskov na zniževanje stroškov. O obsegu konkurenčnih pritiskov v menjalnem sektorju zgovorno priča dejstvo, da se je število zaposlenih v tekstilni industriji v Sloveniji od leta 1993 do leta 2003 prepolovilo (od 40.663 na 21.662), povprečna plača v tej industrijski panogi pa je predstavljala leta 1993 70 odstotkov, leta 2003 pa le še 61 odstotkov povprečne nacionalne plače. Po drugi strani pa prav tako ni dvoma, da bo tudi primerna regulativa - tako zakonska kot tudi sistem kolektivnih pogodb - lahko v določeni meri vplivala na to, da bo neenakost v porazdelitvi plač v okviru družbeno sprejemljivega. Literatura Atkinson, A. (1998), 'The Distribution of Income in Industrialized Countries', Kansas City, MI, Federal Reserve Bank of Kansas City, Proceedings, str. 1132. Atkinson, A. (2002), 'Income Inequality in OECD Countries: Data and Explanations', München, Center for Economic Studies & Institute for Economic Research, CESifo Working Paper, 881. Borak, N. & L. Pfajfar (2002), 'Inequalities in Income Distribution in Slovenia', Post-Communist Economies, 14, 4, str. 455-468. Caminada, K. & K. Goudswaard (2001), 'International Trends in Income Inequality and Social Policy', International Tax and Public Finance, 8, str. 395-415. Cok, M. (2003), 'Changes in Income Inequality in Slovenia during the Transition', Economic and Business Review for Central and South-eastern Europe, 5, 4, str. 333-349. Gustafsson, B. & M. Johansson (1999), 'In Search of Smoking Guns: What Makes Income Inequality Vary Over Time in Different Countries?' American Sociological Review, 64, str. 585-605. Kump, N. (2002), 'Porazdelitev dohodkov in neposrednih davkov v letih 1991 in 2000 v Sloveniji', IB revija, 36, 2-3, str. 66-73. Milanovic, B. (1994), 'Determinants of Cross-country Income Inequality: An 'Augmented' Kuznets' Hypothesis', Washington, DC, The World Bank, Policy Research Working Paper, 1246. Milanovic, B. (1998), Income, Inequality, and Poverty during the Transition from Planned to Market Economy, The World Bank, Washington, D.C. Milanovic, B. (1999a), Do More Unequal Countries Redistribute More? Does the Median Voter Hypothesis Hold?, Washington, DC, The World Bank, Policy Research Working Paper, 2264. Milanovic, B. (1999b), 'Explaining the Increase in Inequality during Transition', Economics of Transition, 7, 2, str. 299-342. Orazem, P. & M. Vodopivec (1995), 'Winners and Losers in Transition: Returns to Education, Experience and Gender in Slovenia', World Bank Economic Review, 9, 2, str. 201-230. 34 | UMAR | IB revija 1-2/2005 | Članki O'Rourke, K. (2002), 'Globalization and Inequality: Historical Trends', v B. Pleskovič & N. Stern (ur.), Annual World Bank Conference on Development Economics (Washington, DC, The World Bank), str. 39-67. Rao, V. M. (1969), 'Two Decompositions of Concentration Ratio', Journal of the Royal Statistical Society, 132, str. 418-425. Stanovnik, T. (1997), 'The Returns to Education in Slovenia', Economics of Education Review, 16, 4, str. 443-449. Stanovnik, T. & N. Stropnik (1998), 'Vpliv socialnih transferjev na revščino in dohodkovno neenakost v Sloveniji: Primerjava let 1983 in 1993', IB revija, 32, 8-9-10, str. 69 82. Stanovnik, T. (1999), 'Analiza virov dohodnine v Sloveniji v letih 1991 in 1996', IB revija, 33, 4, str. 22-30. Stropnik, N. & T. Stanovnik, (2002), Boj proti revščini in socialni izključenosti: Primer Slovenije, Budapest, International Labour Organization. Svetličič, M. (2004), Globalizacija in neenakomeren razvoj v svetu, Fakulteta za družbene vede, Ljubljana. Ključne besede: dohodkovna neenakost, dohodkovne porazdelitve, individualne pogodbe, plače, Slovenija, ekonomska transformacija. Key words: economic transformation, income distributions, income inequality, Slovenia, wages, wage contracts. Dodatek Tabela D1: Struktura davčnih zavezancev in bruto dohodka ter realizirana dohodnina in neto doplačila (po davčnih razredih), 1993-2001 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 Struktura davčnih zavezancev, po davčnih razredih 1. 55.0 59.17 59.62 61.14 61.70 62.97 62.82 63.33 63.78 II. 35.9 31.22 30.84 29.57 28.90 27.59 27.90 27.50 26.89 III. 7.8 5.95 5.83 5.58 5.63 5.43 5.51 5.49 5.61 IV. 1.2 1.79 1.80 1.77 1.79 1.75 1.78 1.75 1.76 V. 0.2 1.23 1.25 1.26 1.23 1.19 1.24 1.20 1.24 VI. - 0.64 0.66 0.68 0.74 0.71 0.76 0.73 0.72 Skupaj 100.0 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 Struktura bruto dohodka, po davčnih razredih 1. 29.53 35.38 35.67 36.76 37.06 38.35 38.08 38.52 38.66 II. 45.53 38.57 38.06 36.86 36.05 35.22 34.85 34.73 34.09 III. 18.20 11.85 11.70 11.39 11.47 11.21 11.28 11.33 11.62 IV. 5.32 5.07 5.16 5.13 5.20 5.13 5.17 5.12 5.18 V. 1.43 4.81 4.94 5.06 4.95 4.88 5.00 4.91 5.05 VI. - 4.33 4.47 4.80 5.27 5.20 5.60 5.40 5.40 Skupaj 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 "S1 rb M O 0 01 C S > 73 O) Ol Tabela D1: Struktura davčnih zavezancev in bruto dohodka, ter realizirana dohodnina in neto doplačila (po davčnih razredih), 1993-2001 (nadaljevanje) ^ 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 C Realizirana dohodnina kot odstotek bruto dohodka, po davčnih razredih S > I. 9.11 6.00 5.81 4.40 5.67 5.62 5.23 5.19 5.55 JO II. 11.73 11.11 10.97 9.46 10.68 10.49 10.37 10.42 10.54 55 III. 16.11 16.14 16.22 14.16 16.22 16.10 16.09 16.17 16.34 (D <. IV. 21.92 20.01 20.02 17.29 20.08 19.78 19.80 19.78 20.13 0) V. 27.74 23.58 23.62 19.84 23.66 23.34 23.52 23.52 23.58 M M VI. - 29.72 29.76 24.83 29.93 29.62 30.07 29.85 30.12 o O Ul skupaj 12.52 11.76 11.67 9.80 11.61 11.35 11.31 11.23 11.50 Neto doplačila kot odstotek bruto dohodka, po davčnih razredih I. 0.37 -1.41 -1.42 -1.63 -1.68 -1.76 -2.13 -2.20 -1.91 II. 0.74 -0.27 -0.12 -0.38 -0.39 -0.55 -0.59 -0.73 -0.78 III. 0.92 0.38 0.40 0.20 0.19 -0.03 0.02 -0.17 -0.26 IV. 1.72 0.95 0.82 0.69 0.55 0.24 0.46 0.17 0.16 o V. 6.50 1.67 1.42 1.20 1.17 0.84 1.08 0.86 0.65 VI. - 3.89 4.23 4.40 3.88 3.26 4.05 3.37 3.16 H Skupaj 0.80 -0.26 -0.20 -0.41 -0.45 -0.65 -0.71 -0.89 -0.83 Opomba: V letu 1993 je širina prvih dveh razredov predstavljala nekaj več kot polovico povprečne plače, širina tretjega in četrtega razreda približno nekaj več kot eno povprečno plačo, peti razred pa je bil navzgor odprt. Od vključno leta 1994 naprej je širina prvih štirih razredov enaka približno polovici bruto plače, širina petega razreda je okoli ene povprečne plače, šesti razred pa je navzgor odprt. Vir podatkov: Za leto 1993: Analiza podatkov o odmeri dohodnine za leto 1993 in primerjava z leti 1992 in 1991, RUJP. Za druga leta: dohodnina 2001, DURS.