Paweł Ulman Agnieszka Wałęga Akademia Ekonomiczna w Krakowie Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 1. Wprowadzenie Termin nierówność ma dwa podstawowe znaczenia. W pierwszym, matematycznym, definiuje się nierówność jako relację między wielkościami, orzekając, która z tych wielkości jest mniejsza lub większa. W drugim znaczeniu łatwiej jest definiować nierówność jako brak równości. Wystarczy wtedy określić, jak rozumiemy pojęcie równość, a pojęcie nierówność będzie jego zaprzeczeniem. Co to jest zatem równość? Termin ten oznacza odpowiedniość między grupą obiektów, osób, procesów lub okoliczności o tych samych właściwościach (cechach) przynajmniej pod jednym względem, ale nie pod wszystkimi względami, tzn. odnośnie do jednej wyspecyfikowanej cechy z różnicami ze względu na inne cechy 1. Rozróżnia się więc pojęcie równość od pojęcia identyczność, które oznacza odpowiedniość porównywanych obiektów pod względem wszystkich cech, a także od pojęcia podobieństwo, definiowanego jako jedynie przybliżona odpowiedniość. W związku z powyższym o nierówności ze względu na badaną cechę będziemy mówić wówczas, gdy brak będzie wspomnianej wcześniej odpowiedniości między badanymi obiektami. Jeśli odniesiemy zdefiniowane powyżej pojęcie nierówności do zagadnień ekonomicznych, to możemy mówić o nierównościach ekonomicznych. W na- 1 Zob. Stanford Encyklopedia of Philosophy, http://plato.stanford.edu/entries/equality, data dostępu: kwiecień 2005.
78 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga szym rozumieniu nierówności ekonomiczne ograniczymy do nierówności w rozkładzie dochodów bądź wydatków, które nazywać będziemy nierównościami dochodów (wydatków). Termin nierówności dochodów może zostać zastosowany, z jednej strony, w przypadku, gdy dochody (wydatki) są po prostu różne, tak jak byśmy porównywali ludzi pod względem wzrostu, z drugiej strony, może być ograniczony do przypadku, w którym pojawia się pewne zabarwienie moralne, np. kiedy zakładamy, że nierówność jest niepożądana lub niesprawiedliwa. Z ekonomicznego punktu widzenia badanie nierówności dochodów zakłada rozumienie tego terminu w pierwszym znaczeniu. Potwierdza to S. Kuznets, pisząc: Kiedy mówimy «nierówności dochodów», to rozumiemy proste zróżnicowanie w dochodach bez odniesień do ich potrzeby jako systemu nagrody 2. Analizując jednak nierówności dochodowe, nie jesteśmy w stanie uwolnić się od ocen społecznych tych nierówności. Ma to szczególne znaczenie dla polityki społeczno-ekonomicznej, w której powinno się brać pod uwagę takie oceny. Doświadczając bowiem nierówności dochodowych, możemy je postrzegać jako zbyt duże, zbyt małe lub w sam raz. Powstaje jednak pytanie, czy łatwo jest określić dany poziom nierówności jako sprawiedliwy bądź niesprawiedliwy. Odpowiedź brzmi nie, co dobitnie pokazali autorzy pracy pt. Dobrobyt społeczny, nierówności i sprawiedliwość dystrybutywna 3. Po pierwsze, należałoby przywołać w tym miejscu jakąś ideę (normę) sprawiedliwości, która transformowałaby poziom nierówności w jeden z dwóch stanów: sprawiedliwość lub niesprawiedliwość. Po drugie, ocenie etycznej podlegają takie nierówności, co do których można jednoznacznie wskazać na ich źródło. Okazuje się, że nie jest możliwa jednoznaczna identyfikacja źródeł nierówności dla ostatecznego dochodu netto gospodarstw domowych 4. Po trzecie, nawet gdybyśmy zidentyfikowali cząstkowe źródła nierówności, to nie wiadomo, jak agregować w jeden osąd dystrybutywny osądy cząstkowe uzyskane na podstawie cząstkowych nierówności dochodowych. Po czwarte, aby wysuwać twierdzenia o sprawiedliwości dystrybutywnej (ze względu na nierówności dochodowe), trzeba ustalić, że badane osoby w gospodarstwach domowych są porównywalne pod względem innych istotnych aspektów (porównywalność pozycji wyjściowych, szans w dostępie do źródeł dochodu, stopnia zaspokojenia potrzeb przez dochód ze względu na właściwości osób i ich gospodarstw domowych) 5. Jak widać, od strony teoretycznej nie jest łatwo przenieść twierdzenia o nierównościach w rozkładzie dochodów na twierdzenia odnoszące się do 2 Zob. S. Kuznets, Share of Upper Income Groups in Income and Shavings, National Bureau of Economic Research, New York 1953, s. xxvii. 3 Por. Dobrobyt społeczny, nierówności i sprawiedliwość dystrybutywna, pod red. S.M. Kota, A. Malawskiego, A. Węgrzeckiego, Wydawnictwo AE w Krakowie, Kraków 2004, s. 311 313. 4 Zob. ibidem, s. 229 247. 5 Por. A.B. Atkinson, The Economics of Inequality, Clarendon Press, Oxford 1975, s. 4 6.
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 79 sprawiedliwości dystrybutywnej. Jednak praktyka przynajmniej w pewnym zakresie wymaga tego typu ocen, np. w celu kształtowania systemów podatkowych czy systemów pomocy socjalnej. Przeprowadza się więc badania dotyczące postrzegania stopnia nierówności dochodowych 6, których subiektywny charakter sam w sobie niesie aspekt normatywny. Celem niniejszego opracowania jest analiza i prezentacja kształtowania się nierówności dochodowych w polskim społeczeństwie w latach 1998 2005. Przedstawiony zostanie także poziom nierówności dochodowych oraz ich struktura w różnych przekrojach społecznych. Autorzy nie będą jednak podejmować próby oceny uzyskanych wyników badań w świetle zagadnień sprawiedliwości społecznej. 2. Pomiar nierówności dochodowych Problem pomiaru nierówności dochodowych ma znaczące miejsce w literaturze. Znanych jest wiele miar nierówności, które pozwalają przedstawić w sposób liczbowy dość złożone zjawisko, jakim są nierówności. W celu łatwiejszego wyboru ze zbioru wielu miar zaproponowano aksjomaty miar nierówności 7, które umożliwiają dobór najbardziej adekwatnej miary dla postawionego problemu badawczego. Podkreślić należy, że nie w każdym przypadku konieczne jest spełnienie przez daną miarę wszystkich aksjomatów. Niewątpliwie najbardziej popularną miarą (spełniającą wszystkie wsp o- mniane aksjomaty) jest współczynnik Giniego, znany w polskiej literaturze także pod nazwą współczynnika koncentracji Lorenza. Współczynnik ten ma jednak wadę nie jest on w prosty sposób dekomponowany na podgrupy badanej zbiorowości 8. Innymi słowy, nie jesteśmy w stanie (w tym wypadku) udzielić odpowiedzi na pytanie, w jakiej części dana podgrupa społeczna jest odpowiedzialna za ogólnospołeczne nierówności. Właściwą miarą, która to umożliwia, jest indeks Theila, będący szczególnym przypadkiem szerszej grupy miar 9, które charakteryzują się ważną cechą, zwaną addytywną dekomponowalnością. Za pomocą indeksu Theila możemy więc dekomponować ogólne nierówności na 6 Zob. Dobrobyt społeczny, s. 281 310. 7 Por. S.M. Kot, Ekonometryczne modele dobrobytu, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa Kraków 2000, s. 118 121; N.C. Kwakani, Income Inequality and Poverty Methods of Estimation and Policy Applications, Oxford University Press, Oxford 1980, s. 65 69. 8 Zob. P.J. Lambert, The Distribution and Redistribution of Income. A Mathematical Analysis, Manchester University Press, Manchester New York 1993, s. 46. 9 Zob. A.F. Shorrocks, The Class of Additively Decomposable Inequality Measures, Econometrica 1980, vol. 48, nr 3, s. 613 625.
80 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga podgrupy, określając jednocześnie wkład tych podgrup w tworzenie całościowych nierówności. Indeks Theila wyraża się następująco: 1 T n n y i yi ln, i 1 gdzie: y i dochód (wydatek) i-tej jednostki statystycznej (osoby, gospodarstwa domowego), przeciętny dochód (wydatek) badanej n-elementowej zbiorowości. Indeks Theila może być dekomponowany w następujący sposób: k T wktk TB, j 1 gdzie: w k współczynnik dekompozycji, T k indeks Theila wyznaczony dla k-tej podgrupy (wewnątrzgrupowy), T B indeks Theila obliczony na podstawie wartości średnich poszczególnych grup (międzygrupowy). Wspomniany współczynnik dekompozycji dla k-tej grupy określa wzór: w k nk n Łatwo można zauważyć, że suma w k wynosi jeden. Od strony praktycznej opisane powyżej wzory zostaną zastosowane do analizy nierówności dochodów i wydatków. Jak łatwo się przekonać, indeks Theila możemy policzyć tylko dla dodatnich wartości dochodów, a więc wszystkie obserwacje niespełniające tego kryterium w tym przypadku zostaną odrzucone 10. Problem ujemnych wartości nie istnieje, gdy analizie poddajemy nierówności wydatków gospodarstw domowych. Ponadto coraz częściej zauważa się w literaturze przedmiotu, że wydatki wiarygodniej oddają strumienie finansowe gospodarstw domowych niż dochody, które mogą być np. generowane w ramach szarej strefy i przez to ukrywane. Aby dokładniej zobrazować nierówności dochodowe, przedstawiono na rysunkach rozkład dochodów (wydatków) w grupach kwintylowych badanych jednostek statystycznych. Jednostką taką może być gospodarstwo domowe lub osoba w tym gospodarstwie. Dysponując danymi dla gospodarstw domowych, możemy dokonać obliczeń, ważąc poszczególne obserwacje liczbą osób w gospodarstwie domowym, przez co uzyskane wyniki odnosimy do osób. Brak ważenia będzie skutkował wnioskami, które będziemy formułować dla zbiorowości gospodarstw domowych. k. 10 W wykorzystywanych zbiorach danych takich obserwacji jest ok. 0,5%.
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 81 3. Wyniki badań empirycznych Dane liczbowe, stanowiące podstawę niniejszego opracowania, pochodzą z badań budżetów gospodarstw domowych przeprowadzanych corocznie przez Główny Urząd Statystyczny. Do analizy wykorzystano dane za lata 1998 2005. Pełne zbiory danych obejmują ok. 32 tys. obserwacji indywidualnych gospodarstw domowych, uczestniczących w reprezentacyjnym badaniu budżetów gospodarstw domowych w poszczególnych latach (wyjątek stanową lata 2000 i 2005, które obejmują, odpowiednio, ponad 36 tys. i ponad 34 tys. obserwacji). Zbiory danych liczbowych stanowiących podstawę analizy uzyskano po odpowiedniej obróbce. Należy przypomnieć, że GUS przeprowadza to badanie metodą rotacji miesięcznej, tzn. w każdym miesiącu badane są inne gospodarstwa domowe (ok. 2700), które w sumie dają próbę roczną o liczebności ok. 32 tys. gospodarstw. Każde gospodarstwo domowe prowadzi zapisy w specjalnych książeczkach budżetowych w ciągu miesiąca. Metoda rotacji miesięcznej rodzi pewne problemy, zwłaszcza w analizie dochodu gospodarstw domowych. Okazuje się bowiem, że dochód badany w ramach jednego miesiąca podlega znacznym fluktuacjom, wynikającym często z czynników losowych. Problemem jest także ewentualne celowe zaniżanie dochodów, np. z uwagi na fakt, iż zostały one uzyskane w ramach szarej strefy. Zasadna zatem staje się analiza wydatków gospodarstw domowych. Przedmiotem analizy są zmienne: dochód na osobę i wydatki na osobę. Analiza została przeprowadzona z uwzględnieniem podziału na następujące grupy społeczno-ekonomiczne gospodarstw domowych: główne źródło utrzymania gospodarstwa domowego (zut), klasa miejscowości, w której gospodarstwo domowe się znajduje (klm), wykształcenie głowy gospodarstwa domowego (wyk), typ biologiczny gospodarstwa domowego (trb), stan cywilny głowy gospodarstwa domowego (stcyw). Przed przystąpieniem do prezentacji wyników należy dodać, że dochody i wydatki na osobę były analizowane przy założeniu ważenia obserwacji liczbą osób lub pomijając taki sposób ważenia. Jak już wspomniano powyżej, rodzi to odmienność interpretacyjną wyników analizy. Analizę danych rozpoczęto od podstawowej charakterystyki, jaką jest średnia arytmetyczna dochodów i wydatków na osobę. Dane te prezentuje tabela 1. Należy zauważyć, że średnie dochody realne na osobę do 2000 r. spadają, a następnie wykazują tendencję wzrostową zarówno w wypadku danych nieważonych, jak i ważonych (wyjątek stanowi 2002 r. spadek dochodu realnego). W przypadku wydatków obserwujemy ich spadek do 2001 r., a w następnych latach następuje ich wzrost. Wyraźnie też widać wpływ ważenia obserwacji.
82 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga Rzeczywiste dochody i wydatki na osobę dla danych ważonych są zdecydowanie niższe niż dla danych nieważonych. W dwóch ostatnich latach badanego okresu obserwujemy zaskakująco wysoki przyrost średnich wartości zarówno dochodów, jak i wydatków na osobę. Spowodowane jest to zastosowaniem przez GUS systemu wag opracowanego na podstawie danych spisu powszechnego z 2002 r., co skutkuje niepełną porównywalnością wyników analizy. Tabela 1. Średnie dochody i wydatki na osobę w zł w latach 1998 2005 (ceny z 2004 r.) Średnia 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Dochody na osobę (NW) Dochody na osobę (W) Wydatki na osobę (NW) Wydatki na osobę (W) 793,42 793,20 786,00 808,76 809,34 821,38 870,82 882,51 691,54 690,71 683,41 696,81 691,62 702,96 735,40 745,80 779,09 768,54 764,48 764,01 776,75 793,63 841,69 816,50 665,22 652,92 653,61 646,94 650,78 665,09 694,70 676,09 W obserwacje ważone liczbą osób, NW obserwacje nieważone liczbą osób Źródło: obliczenia własne. W celu zobrazowania zmian rozkładu całkowitej puli dochodów (wydatków) w kolejnych latach badanego okresu wyznaczono udziały dochodów (wyda t- ków), jakimi dysponują gospodarstwa domowe bądź osoby należące do poszczególnych grup kwintylowych. Punktem wyjścia był podział badanych zbiorowości na pięć równych grup kwintylowych: od najbogatszych (kwintyl piąty) do najbiedniejszych (kwintyl pierwszy). Wartości procentowe informują o koncentracji dochodów i wydatków w tych grupach. Rezultaty analizy dla osób przedstawiają rys. 1 i 2. Z uwagi na podobne rezultaty zrezygnowano z prezentacji wyników dla gospodarstw domowych. Udział dochodów najbogatszych grup dochodowych (na osobę) w kolejnych latach badanego okresu nieznacznie wzrastał (od 39,71% w 1998 r. do 42,52% w 2005 r., wyjątek stanowi 2001 r.). Natomiast udział grupy najbiedniejszych w kolejnych latach nieznacznie się zmniejszył (od 7,41% w 1998 r. do 6,27% w 2005 r.). Taka sytuacja powoduje powolny, jednak ciągły wzrost nierówności dochodowych. Podobne wnioski można wyciągnąć analizując rozdział puli wydatków (zob. rys. 2). W tym przypadku 20% najbogatszych osób w Polsce dokonuje wydatków na kwotę stanowiącą od 41,48% (w 1998 r.) do 43,66% (w 2004 r.) i 43,20% (w 2005 r.) ogółu wydatków, podczas gdy 20% najbiedniejszych wydaje, odpowiednio, od 7,89% do 6,96% i 7,18% całej puli wydatków.
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 83 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 39,71 40,14 41,04 40,93 41,66 41,95 42,7 22,8 22,81 22,65 22,84 22,75 22,76 22,87 17,22 17,16 16,96 16,88 16,64 16,6 16,58 12,87 12,77 12,46 12,39 12,13 11,98 11,83 7,41 7,11 6,88 6,97 6,82 6,7 6,01 42,52 22,83 16,55 11,84 6,27 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 kwintyl 1 kwintyl 2 kwintyl 3 kwintyl 4 kwintyl 5 Rys. 1. Rozkład puli dochodów według grup kwintylowych w latach 1998 2005 (dane ważone liczbą osób w gospodarstwie domowym) Źródło: opracowanie własne. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 41,48 41,57 41,9 41,85 42,82 22,14 22,29 22,19 22,35 22,19 16,31 16,31 16,26 16,28 15,92 12,19 12,06 12,0 11,97 11,72 7,89 7,77 7,65 7,55 7,35 43,43 43,66 43,2 22,17 22,3 22,28 15,77 15,76 15,88 11,51 11,33 11,47 7,13 6,96 7,18 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 kwintyl 1 kwintyl 2 kwintyl 3 kwintyl 4 kwintyl 5 Rys. 2. Rozkład puli wydatków według grup kwintylowych w latach 1998 2005 (dane ważone liczbą osób w gospodarstwie domowym) Źródło: opracowanie własne.
84 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga Analizując nierówności w rozkładzie dochodów na osobę ważonych liczbą osób w gospodarstwie domowym za pomocą indeksu Theila można zauważyć, że są one w kolejnych latach wyższe niż w rozkładzie dochodów, które nie podlegały ważeniu ( zob. rys. 3). Różnice te nie są jednak duże, co pozwala na stwierdzenie, że ważenie poszczególnych dochodów nie wpływa w zasadniczy sposób na poziom nierówności. Rezultat ten jest zbieżny z wynikami badań dla grup kwintylowych oraz z wynikami uzyskanymi przez S.M. Kota 11. Indeks Theila 0,230 0,220 0,210 0,200 0,190 0,180 0,170 0,219 0,223 0,223 0,215 0,209 0,216 0,215 0,199 0,211 0,209 0,195 0,200 0,194 0,181 0,184 0,176 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 dane ważone dane nieważone Rys. 3. Wartości indeksu Theila w latach 1998 2005 dla dochodów na osobę (dane ważone i nieważone liczbą osób w gospodarstwie domowym) Źródło: opracowanie własne. W przypadku analizy wydatków na osobę wartości indeksu Theila dla obu rodzajów danych niemal się pokrywają. Indeks Thaila obliczony na podstawie wydatków nieważonych liczbą osób jest minimalnie wyższy, wyjątek stanowi 1999 r. (zob. rys. 4). W przypadku indeksu Theila obliczanego zarówno dla dochodów ważonych, jak i nieważonych można zauważyć ogólną tendencję wzrostową nierówności w badanym okresie. Natomiast w przypadku wydatków nierówności do 2003 r. rosną, a w następnych latach obserwujemy ich stopniowy spadek. 11 Por. S.M. Kot, Metodologiczne dylematy pomiaru nierówności i dobrobytu [w:] Nierówności społeczne a wzrost gospodarczy, pod red. M.G. Woźniaka, Uniwersytet Rzeszowski, Rzeszów 2003, s. 161 178.
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 85 Indeks Theila 0,250 0,240 0,230 0,220 0,210 0,200 0,190 0,180 0,170 0,241 0,23 0,238 0,234 0,217 0,211 0,211 0,190 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 dane ważone dane nieważone Rys. 4. Wartości indeksu Theila w latach 1998 2005 dla wydatków na osobę (dane ważone i nieważone liczbą osób w gospodarstwie domowym) Źródło: opracowanie własne. Analizując wyniki 12 zaprezentowane w tabeli 2, zawierającej m.in. rezultaty dekompozycji ogólnych nierówności za pomocą indeksu Theila na poszczególne grupy w zależności od klasy miejscowości pochodzenia gospodarstwa domowego, zauważamy, że największa część ogólnych nierówności w dochodach w kolejnych latach generowana jest na wsi (średnio ok. 31%), a następnie w miastach powyżej 500 tys. mieszkańców (przeciętnie ok. 17%). Dochód realny na osobę w gospodarstwach domowych w miastach powyżej 500 tys. rośnie relatywnie szybciej (w badanym okresie 13,9%) w stosunku do wzrostu dochodów na osobę wiejskich gospodarstw domowych (w badanym okr esie 1,2%), co wyraża się tym, że dochód w miastach powyżej 500 tys. odchyla się bardziej od średniej ogólnej w badanym okresie. Dochody realne na osobę w wiejskich gospodarstwach domowych mają natomiast tendencję do zwiększania odchylania od średniej ogólnej in minus. Pod względem zróżnicowania dochodów realnych na osobę największe dysproporcje występują na wsi i w miastach powyżej 500 tys. mieszkańców. Indeks Theila dla osób w tej grupie gospodarstw domowych kształtuje się na poziomie ok. 0,2. W miastach powyżej 500 tys. dysproporcje mogą być spowodowane wy- 12 W prezentowanych wynikach analizy nierówności w poszczególnych podgrupach pominięto 2005 r. ze względu na zmianę przez GUS niektórych kategorii. Przykładowo, w 2005 r. zmieniono kategorie odnoszące się do grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych. Podobna sytuacja dotyczy stanu cywilnego głowy gospodarstwa.
86 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga stępowaniem gospodarstw domowych o ponadprzeciętnych dochodach (przedsiębiorcy, wolne zawody, osoby zajmujące kierownicze stanowiska), a jednocześnie występowaniem grupy gospodarstw domowych o dochodach równych bądź mniejszych od średniej ogólnej. Rozwarstwienie dochodowe na wsi przypisać można zróżnicowaniu typów gospodarstw rolnych z jednej strony dużych, towarowych, z drugiej zaś gospodarstw małych, o słabej kondycji ekonomicznej. Tabela 2. Nierówności i dochody realne na osobę w zależności od klasy miejscowości pochodzenia gospodarstwa domowego w latach 1998 2004 w cenach z 2004 r. (dane ważone) Wyszczególnienie powyżej 500 Klasa miejscowości pochodzenia gospodarstwa domowego miasto o liczbie mieszkańców (w tys.) 200 500 100 200 20 100 do 20 2004 wieś ogółem Dochód realny 1143,31 870,88 772,95 783,61 692,72 555,7 735,4 Indeks Theila 0,237 0,179 0,169 0,175 0,167 0,209 0,223 19,71 9,25 6,59 15,53 8,95 27,51 12,46 a 2003 Dochód realny 1088,10 833,99 761,27 729,93 670,42 548,07 702,96 Indeks Theila 0,217 0,179 0,171 0,164 0,187 0,195 0,215 18,06 10,25 7,13 14,65 10,74 26,67 12,51 a 2002 Dochód realny 1027,22 836,94 767,74 724,56 640,43 548,59 691,62 Indeks Theila 0,207 0,167 0,170 0,172 0,160 0,237 0,219 15,77 9,71 6,75 15,29 8,72 32,91 10,85 a 2001 Dochód realny 1008,11 825,03 771,53 723,10 619,74 543,62 696,81 Indeks Theila 0,191 0,158 0,172 0,151 0,156 0,201 0,199 15,80 9,92 7,26 15,11 9,19 31,18 11,54 a
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 87 cd. tabeli 2 Wyszczególnienie powyżej 500 Klasa miejscowości pochodzenia gospodarstwa domowego miasto o liczbie mieszkańców (w tys.) 200 500 100 200 20 100 do 20 2000 wieś ogółem Dochód realny 1046,76 817,71 766,64 698,35 640,50 540,71 683,41 Indeks Theila 0,188 0,165 0,163 0,146 0,166 0,236 0,209 13,10 9,52 6,70 13,93 10,43 35,74 10,58 a 1999 Dochód realny 1047,60 800,73 766,09 715,43 650,56 543,83 690,71 Indeks Theila 0,236 0,157 0,137 0,135 0,136 0,189 0,195 20,80 10,05 5,70 13,48 8,24 30,02 11,72 a 1998 Dochód realny 1003,53 806,87 759,95 721,48 652,32 549,02 691,54 Indeks Theila 0,174 0,141 0,136 0,158 0,141 0,181 0,181 16,07 9,80 5,96 17,39 8,96 31,36 10,46 a a procentowy wpływ nierówności pomiędzy grupami na wartość indeksu Źródło: obliczenia własne. Przeprowadzone badania wskazują, że najmniejsze zróżnicowanie dochodów realnych na osobę w gospodarstwach domowych występuje w grupie miast o liczbie mieszkańców pomiędzy 20 a 200 tys. Dla porównania, analizując dochody realne na osobę w odniesieniu do gospodarstw domowych (dane nieważone) można zauważyć podobne tendencje, z tym zastrzeżeniem, że gospodarstwa wiejskie mają mniejszy wpływ na ogólne nierówności (ok. 25%), natomiast wpływ gospodarstw wielkomiejskich jest większy (ok. 20%). Większy wpływ na ogólne nierówności w przypadku danych ważonych można tłumaczyć przeciętnie większą liczbą osób w gospodarstwach domowych na wsi niż w gospodarstwach miejskich. Ponadto, nie bez znaczenia jest malejąca w kolejnych latach relacja dochodów na osobę w stosunku do ogólnego dochodu na osobę, którą można zauważyć dla osób zamieszkałych na wsi.
88 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga Obserwuje się również rosnący trend w nierównościach pomiędzy grupami gospodarstw domowych (czynnik międzygrupowy) w zależności od klasy miejscowości pochodzenia danego gospodarstwa (wzrost udziału z ok. 10% do ponad 12% w badanym okresie). Sugeruje to zwiększające się rozwarstwienie społeczeństwa pod względem dochodów. Ogólna tendencja wskazuje na zwiększanie się zróżnicowania dochodów na osobę zarówno dla gospodarstw domowych, jak i osób. Przejawia się to wzrostem ogólnego indeksu Theila w kolejnych latach. W tabeli 3 przedstawiono wyniki analizy nierówności dochodowych w zależności od źródła utrzymania gospodarstwa domowego. Tabela 3. Nierówności i dochody realne na osobę w zależności od źródła utrzymania gospodarstwa domowego w latach 1998 2004 w cenach z 2004 r. (dane ważone) Wyszczególnienie Źródło utrzymania gospodarstwa domowego pracownicze pracowniczo- -rolnicze rolnicze 2004 własny rachunek emerytów rencistów źródła niezarobkowe ogółem Dochód realny 782,26 542,27 541,01 935,12 869,01 612,34 466,34 735,4 Indeks Theila 0,226 0,159 0,444 0,280 0,119 0,166 0,258 0,223 45,79 5,4 8,1 11,22 11,58 6,12 4,73 7,07 a 2003 Dochód realny 770,04 551,64 555,22 910,07 856,66 591,83 434,41 723,08 Indeks Theila 0,207 0,155 0,371 0,264 0,133 0,157 0,266 0,215 44,73 5,74 6,54 11,16 12,76 6,11 4,56 8,41 a 2002 Dochód realny 726,90 532,21 595,43 878,04 827,31 568,79 426,22 691,62 Thiel 0,196 0,145 0,646 0,216 0,126 0,161 0,334 0,219 40,24 5,39 14,01 9,10 11,80 6,33 5,77 7,36 a
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 89 cd. tabeli 3 Wyszczególnienie Źródło utrzymania gospodarstwa domowego pracownicze pracowniczo- -rolnicze rolnicze 2001 własny rachunek emerytów rencistów źródła niezarobkowe ogółem Dochód realny 724,77 540,85 527,91 857,56 816,17 561,94 402,02 696,81 Indeks Theila 0,179 0,168 0,423 0,241 0,117 0,151 0,278 0,199 41,60 7,64 9,41 11,46 11,28 6,53 4,15 7,94 a 2000 Dochód realny 735,75 541,32 510,44 889,56 779,50 553,38 389,87 683,41 Indeks Theila 0,207 0,152 0,422 0,210 0,110 0,150 0,288 0,209 46,73 6,88 10,44 9,96 9,22 5,82 3,61 7,35 a 1999 Dochód realny 730,03 540,29 507,00 882,46 820,69 595,92 370,63 690,71 Indeks Theila 0,190 0,156 0,400 0,202 0,104 0,141 0,254 0,195 46,83 7,77 10,67 9,69 9,41 5,69 2,64 7,31 a 1998 Dochód realny 722,51 554,58 537,94 866,34 812,09 598,65 395,67 691,54 Indeks Theila 0,167 0,178 0,359 0,207 0,100 0,133 0,269 0,181 44,30 10,49 11,00 10,48 9,45 5,72 2,33 6,22 a a procentowy wpływ nierówności pomiędzy grupami na wartość indeksu Źródło: obliczenia własne. Analizując wyniki obliczeń pod względem źródła utrzymania gospodarstwa domowego można zauważyć, że największy wpływ na ogólne nierówności mają gospodarstwa pracownicze (ponad 44%). Tłumaczyć to można dużym udziałem osób żyjących w tego typu gospodarstwach w badanej zbiorowości. Indeks Theila przyjmuje największe wartości dla gospodarstw utrzymujących się z rolnictwa (przeciętnie 0,44 w badanym okresie), co może wynikać, jak już wcześniej
90 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga wspomniano, ze zróżnicowania gospodarstw rolnych pod względem wielkości i kondycji ekonomicznej. Znaczne zróżnicowanie dochodów zaobserwować można również w gospodarstwach osób utrzymujących się z pracy na własny rachunek (pr zeciętnie indeks Theila wynosi 0,23). W tej grupie dysproporcje mogą wynikać ze zróżnicowania prowadzonych działalności gospodarczych zarówno pod względem wielkości prowadzonego przedsiębiorstwa, jak i branży. Relatywnie wysokie nierówności dochodowe zauważyć można także w gospodarstwach domowych utrzymujących się z niezarobkowych źródeł, co wynika ze specyfiki tego źródła utrzymania. Najmniejsze nierówności natomiast zaobserwować można wśród gospodarstw emerytów i rencistów. Indeks Theila w badanym okresie dla gospodarstw domowych, w których głównym źródłem utrzymania jest emerytura, wynosi przeciętnie 0,11, a dla gospodarstw domowych rencistów 0,15. Niskie nierówności w tych grupach wynikają z faktu, że wysokość dochodów z emerytury lub renty podlega określonym regulacjom prawnym, które ograniczają w znacznej mierze zróżnicowanie tych świadczeń. Należy zauważyć, że w badanym okresie dochody realne na osobę w gospodarstwach osób pracujących na własny rachunek, gospodarstwach pracowniczych, jak i gospodarstwach emerytów były wyższe od średniej ogólnej. Najniższym poziomem dochodu na osobę (zarówno dla danych ważonych, jak i nieważonych) charakteryzowały się gospodarstwa osób utrzymujących się z niezarobkowych źródeł. Ciekawych rezultatów dostarcza również analiza nierówności dochodowych pod względem wykształcenia głowy gospodarstwa domowego 13. Wyniki obliczeń przedstawiono w tabeli 4. W przekroju gospodarstw domowych w zależności od wykształcenia głowy gospodarstwa relatywnie największe nierówności dochodowe dotyczą tych gospodarstw i ich członków, których głową są osoby z wykształceniem wyższym i średnim (ogólnym i zawodowym). Wynikać to może ze zróżnicowania charakteru wykonywanej pracy. W tych grupach znajdują się zarówno osoby o dochodach dużo wyższych niż przeciętne, jak i pewna liczba osób słabo zarabiających. Można dostrzec rosnący udział nierówności pomiędzy analizowanymi grupami w ogólnych nierównościach. Udział tych nierówności wzrósł z 16,84% w 1998 r. do 22,93% w 2004 r. Poziom nierówności międzygrupowych zależy od wielkości średnich dochodów w poszczególnych grupach oraz od frakcji osób danej grupy w ogólnej liczbie osób. Wynika z tego, że nawet jeśliby nie zmieniały się relacje dochodów między grupami, a zmianom ulegała tylko struktura wykształcenia, to nierówności będą się także zmieniać. Wzrost nierówności międzygrupowych wpływa na wzrost ogólnego poziomu nierówności. Najniższy poziom nierówności obserwować można wśród gospodarstw kierowanych przez osoby z wykształceniem zawodowym i co naj- 13 Za głowę gospodarstwa domowego uznaje się osobę, która wnosi najwyższy dochód do jego budżetu.
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 91 wyżej gimnazjalnym. Niższy poziom nierówności w tych grupach gospodarstw domowych tłumaczyć można faktem, że w tych klasach gospodarstw znajdują się osoby najmniej zarabiające. Poziom ich zarobków jest mało zróżnicowany. Tabela 4. Nierówności i dochody realne na osobę w zależności od wykształcenia głowy gospodarstwa domowego w latach 1998 2004 w cenach z 2004 r. (dane ważone) Wyszczególnienie wyższe Wykształcenie głowy gospodarstwa domowego 2004 średnie ogólne średnie zawodowe zawodowe gimnazjalne i niższe Ogółem Dochód realny 1313,36 802,71 853,84 555,95 559,5 735,4 Indeks Theila 0,235 0,271 0,153 0,168 0,165 0,223 20,65 19,85 4,67 20,31 11,58 22,93 a 2003 Dochód realny 1264,70 777,90 818,97 546,82 538,01 702,96 Indeks Theila 0,182 0,162 0,163 0,159 0,164 0,215 18,62 20,65 5,13 20,70 12,11 22,80 a 2002 Dochód realny 1234,02 774,20 838,52 546,46 534,09 691,62 Indeks Theila 0,178 0,190 0,187 0,158 0,163 0,219 16,28 24,21 5,59 20,93 12,22 20,76 a 2001 Dochód realny 1210,80 762,06 835,91 549,12 534,73 696,81 Indeks Theila 0,165 0,153 0,163 0,157 0,160 0,199 15,48 21,77 5,27 23,44 13,48 20,55 a 2000 Dochód realny 1232,21 767,95 845,64 557,50 532,83 683,41 Indeks Theila 0,179 0,159 0,303 0,156 0,161 0,209 14,47 20,89 9,19 23,14 13,96 18,36 a
92 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga cd. tabeli 4 Wyszczególnienie wyższe Wykształcenie głowy gospodarstwa domowego 1999 średnie ogólne średnie zawodowe zawodowe gimnazjalne i niższe Ogółem Dochód realny 1175,35 792,33 839,56 571,72 556,10 690,71 Indeks Theila 0,167 0,185 0,145 0,154 0,140 0,195 13,70 26,06 4,57 25,37 13,19 17,11 a 1998 Dochód realny 1162,50 784,44 845,47 572,35 566,11 691,54 Indeks Theila 0,168 0,145 0,171 0,150 0,138 0,181 14,83 21,73 5,69 26,41 14,49 16,84 a a procentowy wpływ nierówności pomiędzy grupami na wartość indeksu Źródło: obliczenia własne. Wyniki obliczeń indeksu Theila w zależności od stanu cywilnego głowy gospodarstwa domowego wskazują na to, że największy wpływ na ogólne nierówności mają gospodarstwa małżeńskie (przeciętnie 77 %), co można tłumaczyć faktem, iż tego rodzaju gospodarstw domowych jest najwięcej w badanej zbiorowości. Najmniejsze nierówności w ramach danej grupy można zauważyć wśród gospodarstw wdowców (wdów). Indeks Theila dla tej klasy gospodarstw kształtuje się na poziomie 0,16. Po pierwsze, wynikać to może z najmniejszego ich udziału w badanej zbiorowości, po drugie, z faktu, iż gospodarstwa domowe objęte tą klasyfikacją odpowiadają w zasadzie grupie emerytów i rencistów. Dochody tej grupy osób są mało zróżnicowane, co wynika z obowiązujących przepisów o rentach i emeryturach. Na uwagę zasługuje ponadto fakt, że nierówności pomiędzy grupami w tej klasyfikacji mają znikomy wpływ na poziom ogólnego indeksu Theila (ok. 1%), co oznacza, że w zasadniczym stopniu ogólne nierówności kształtują nierówności w poszczególnych grupach. Analizując wyniki obliczeń pod względem typu biologicznego gospodarstwa domowego można zauważyć, że największy wpływ na ogólne nierówności mają gospodarstwa domowe reprezentowane przez małżeństwa bez dzieci, z jednym dzieckiem i z dwojgiem dzieci. Wynika to zapewne z faktu, iż grupy te są najliczniejsze. Zauważa się przy tym, że najwyższe dochody w przeliczeniu na osobę uzyskiwały małżeństwa bez dzieci. Jednocześnie można stwierdzić, iż wraz
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 93 ze wzrostem liczby dzieci zmniejsza się dochód na osobę. Podobną prawidłowość zauważa się w przypadku analizy indeksu Theila w ramach danego typu biologicznego gospodarstwa domowego. Największe nierówności można zaobserwować wśród osób samotnie wychowujących dzieci. Przeciętna wielkość indeksu Theila dla tej grupy w badanym okresie wynosi 0,27. Jednak wpływ nierówności wewnątrz tych grup na ogólny poziom nierówności jest niewielki (do ok. 2%). Wynika to zapewne z faktu, że udział takich gospodarstw domowych w ogólnej liczbie gospodarstw jest mały. Przeprowadzone badania wskazują, że z wysokością dochodów na osobę dodatnio skorelowane są wydatki realne na osobę. W przypadku wydatków gospodarstw domowych największy wpływ na ogólne nierówności mają gospodarstwa domowe wiejskie. Nierówności wewnątrz tej grupy nie są jednak największe. Znaczący wpływ na ogólne nierówności w wydatkach mają również gospodarstwa pochodzące z miast od 20 do 100 tys. mieszkańców. Wydatki realne na osobę rosną wraz ze wzrostem liczby mieszkańców miejscowości, z której pochodzi gospodarstwo domowe. Największy wpływ na wysokość indeksu Theila ma zróżnicowanie międzygrupowe gospodarstw domowych klasyfikowanych pod względem wykształcenia głowy rodziny. Tendencja wskazuje, że wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia rosną również wydatki realne na osobę. Podobnie jak w przypadku dochodów największe nierówności w wydatkach zaobserwować można w grupie gospodarstw, w których głową są osoby z wykształceniem wyższym i średnim. W wypadku gospodarstw domowych z czwórką i więcej dzieci istnieją najmniejsze dysproporcje wielkości wydatków realnych na osobę. Przypisać to można niskiemu, względnie stałemu poziomowi dochodów tych gospodarstw. Podobnie jak w przypadku dochodów realnych największe nierówności w wydatkach na osobę odnotowano w grupie gospodarstw domowych obejmujących osoby samotnie wychowujące dzieci. Pracującym na własny rachunek oraz gospodarstwom pracowniczym odpowiadają zarówno wysokie wydatki, jak i wyższe wartości indeksu Theila. Najmniejsze dysproporcje wysokości wydatków realnych na osobę obserwuje się wśród gospodarstw emerytów i rolników. Największy wpływ na ogólne nierówności w wydatkach mają, podobnie jak w przypadku nierówności dochodowych, gospodarstwa pracownicze. 4. Wnioski końcowe Jak wynika z przedstawionych rezultatów obliczeń, następuje powolny, choć ciągły wzrost ogólnych nierówności dochodowych. Przeprowadzone badania wskazują na rosnące nierówności pomiędzy grupami gospodarstw domowych
94 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga w zależności od klasy miejscowości pochodzenia gospodarstwa domowego. Analiza indeksu Theila dla badanej próby gospodarstw domowych w poszczególnych przekrojach pozwala stwierdzić, iż największy wpływ na ogólne nierówności mają gospodarstwa wiejskie i w miastach powyżej 500 tys. mieszkańców. Na uwagę zasługuje analiza pod względem poziomu wykształcenia głowy gospodarstwa domowego. Największe nierówności dochodowe dotyczą tych gospodarstw i ich członków, których głową są osoby z wykształceniem wyższym i średnim. Analizując nierówności w tym przekroju można dostrzec również rosnący trend nierówności pomiędzy badanymi grupami (czynnik międzygrup o- wy). Niezależnie od przyjętej klasyfikacji gospodarstwa domowego uzyskane wyniki sugerują zwiększające się rozwarstwienie społeczeństwa pod względem uzyskiwanych dochodów. Uogólniając, do głównych przyczyn wzrostu dysproporcji dochodowych można zaliczyć: obserwowany od początku transformacji gospodarczej większy wzrost dochodów w gospodarstwach domowych w dużych miastach w stosunku do wsi (wraz ze wzrostem liczby mieszkańców w miejscowości wzrasta wielkość dochodu realnego na osobę). Rodzi to rosnące dysproporcje pomiędzy tymi gospodarstwami zarówno w ujęciu dochodowym, jak i pod względem wydatków i utrwala istniejący podział na Polskę A i B; utrzymywanie się na wysokim poziomie stopy bezrobocia, co powoduje istnienie znacznej liczby gospodarstw domowych, w których znajdują się osoby pozostające bez pracy. Sytuacja ta warunkuje zdecydowanie niższe ich dochody; coraz większy wpływ na kształtowanie się sytuacji ekonomicznej gospodarstw domowych ma poziom wykształcenia głowy gospodarstwa domowego. Najbardziej dotknięte bezrobociem są osoby o niższym poziomie wykształcenia, więc wzrost stopy bezrobocia przejawił się przypuszczalnie we wzroście dysproporcji dochodowych między grupami gospodarstw domowych kierowanych przez osoby o różnym poziomie wykształcenia. W 2004 r. nierówności międzygrupowe osiągnęły najwyższy poziom i były głównym czynnikiem generującym ogólne nierówności. Wydaje się zatem, że osobnych badań wymaga wpływ zmian struktury wykształcenia w społeczeństwie na nierówności dochodowe. Najmniejsze dysproporcje można zauważyć wśród gospodarstw domowych emerytów i rencistów zamieszkujących w małych miastach. Istniejące dysproporcje pomiędzy gospodarstwami domowymi na wsi będą prawdopodobnie w najbliższych latach zwiększać się w związku z wejściem Polski do Unii Europejskiej. System wsparcia najsilniejszych gospodarstw rolnych (dopłaty bezpośrednie, ceny minimalne i inne instrumenty wspólnej polityki rolnej) będzie prowadził do polaryzacji w ramach tej grupy gospodarstw domowych.
Nierówności dochodowe w Polsce i ich dekompozycja 95 Przedstawiona analiza nie wyczerpuje tematu nierówności dochodowych w Polsce. Wymaga on szerszego spojrzenia, zwłaszcza w kontekście dobrobytu społecznego. Literatura Atkinson A.B., The Economics of Inequality, Clarendon Press, Oxford 1975. Dobrobyt społeczny, nierówności i sprawiedliwość dystrybutywna, pod red. S.M. Kota, A. Malawskiego, A. Węgrzeckiego, Wydawnictwo AE w Krakowie, Kraków 2004. Kot S.M., Ekonometryczne modele dobrobytu, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa Kraków 2000. Kot S.M., Metodologiczne dylematy pomiaru nierówności i dobrobytu [w:] Nierówności społeczne a wzrost gospodarczy, pod red. M.G. Woźniaka, Uniwersytet Rzeszowski, Rzeszów 2003. Kuznets S., Share of Upper Income Groups in Income and Shavings, National Bureau of Economic Research, New York 1953. Kwakani N.C., Income Inequality and Poverty Methods of Estimation and Policy Applications, Oxford University Press, Oxford 1980. Lambert P.J., The Distribution and Redistribution of Income. A Mathematical Analysis, Manchester University Press, Manchester New York 1993. Shorrocks A.F., The Class of Additively Decomposable Inequality Measures, Econometrica 1980, vol. 48, nr 3. Stanford Encyklopedia of Philosophy, http://plato.stanford.edu/entries/equality, data dostępu: kwiecień 2005. Inequalities in Polish Household Incomes and their Decomposition The paper analyzes inequalities in incomes and expenses in Polish households in 1998 2004. The analysis is based on figures related to household budgets, annually calculated by the Central Statistical Office. The paper presents different social and economic dimensions of the structure of income inequalities. The Theil index, characterized by additive decomposition, is applied to describe general social inequalities. This measuring tool makes it possible to determine the share of the particular household subgroups in general inequalities. The results of the research indicate the widening of gaps between households in general and within the specific subgroups. Paweł Ulman adiunkt w Zakładzie Statystyki Społecznej Katedry Statystyki na Wydziale Zarządzania Akademii Ekonomicznej w Krakowie. Studia wyższe ukończył na tej uczelni w 1995 r., uzyskując tytuł magistra. W 2000 r. uzyskał stopień doktora nauk ekonomicznych na podstawie rozprawy nt. Nierówności dochodów a wzrost gospodarczy w krajach Europy Środkowo-Wschodniej. Zainteresowania naukowo-badawcze: analiza statystyczna rozkładów dochodów oraz płac, bezrobocia, ubóstwa i dobrobytu. Kontakt: Akademia Ekonomiczna w Krakowie, Wydział Zarządzania, Katedra Statystyki, ul. Rakowicka 27, 31-510 Kraków, tel.: 0-12 293-52-21, fax: 0-12 421-55-10, e-mail: ulmanp@ae.krakow.pl.
96 Paweł Ulman, Agnieszka Wałęga Agnieszka Wałęga asystent w Zakładzie Statystyki Społecznej Katedry Statystyki na Wydziale Zarządzania Akademii Ekonomicznej w Krakowie. Studia wyższe ukończyła na tej uczelni w 2004 r., uzyskując tytuł magistra. Zainteresowania naukowo-badawcze: analiza dochodów i wydatków gospodarstw domowych, aktywność ekonomiczna ludności analiza sytuacji na rynku pracy, problemy ubóstwa i nierówności społecznych. Kontakt: Akademia Ekonomiczna w Krakowie, Wydział Zarządzania, Katedra Statystyki, ul. Rakowicka 27, 31-510 Kraków, tel.: 0-12 293-52-21, fax: 0-12 293-50-46, e-mail: agnieszka.walega@ae. krakow.pl.