sou · GOB341 · 2001-01-01 00:00:00 — Genom att läsa tabellen diagonalt (och då givetvis utesluta –94) kan man se att yngre födelsekohorter har haft en mer positiv utveckling än äldre. Detta är dock precis vad man skulle vänta sig eftersom yngre generellt sett har en bättre inkomstutveckling, bland annat till följd av karriärmönster. Det belyser väl den skillnad som uppstår om man jämför åldersgrupper eller födelsekohorter över tidsaxeln. Skillnaderna i medianinkomster mellan inrikes och utrikes födda personer är kanske mindre än vad man kunde förvänta sig. Man kan dock notera en tydlig trend på så vis att gapet ökat successivt. Också här finner vi med andra ord en utveckling som är helt i linje med den utveckling av sysselsättningsnivån som vi beskrev i kapitel 3. Bland familjetyperna ser vi att barnfamiljerna var de som framförallt drabbades under recessionen men medianvärdet av den individuella sammanräknade inkomsten är åtminstone högre än vid ingången av decenniet. över hela tidsperioden är det bland sammanboende utan barn vi finner den klart bästa inkomstutvecklingen. Att klasskillnader föreligger och är markanta framgår med all önskvärd tydlighet av tabellen. Förändringarna av dessa skillnader är relativt små, men något förvånande finner vi den mest negativa utvecklingen när vi jämför 1989–90 och 1993–94 för högre tjänstemän. För alla klasser gäller 35 Denna mycket kraftiga försämring framträder trots två exkluderingar som gjorts i dessa analyser. För det första har vi exkluderat de som har inte har någon sammanräknad inkomst, och för det andra har vi exkluderat ungdomar som är bosatta i föräldrahemmet. Detta påverkar inte bara nivåerna utan också förändringen. I och med att båda grupperna blivit numerärt sett större och den andra gruppen dessutom har en extremt negativ inkomstutvecklingen på gruppnivå (se 1999; 2000) skulle försämringen bli ännu kraftigare om vi inte gjort dessa exkluderingar. dock att inkomsterna sjunker mellan de två första tidpunkterna men att medianinkomsten är något högre 1997–98 än före recession. Slutligen vill vi uppmärksamma två metodval som har en viss inverkan på de redovisade resultaten i tabellen utöver skattereformens mättekniska effekter som nämndes ovan. För det första har vi exkluderat alla personer som enligt datamaterialet inte har någon sammanräknad inkomst. Denna grupp blir numerärt större och om dessa inkluderas blir därför de genomsnittliga förändringarna mindre positiva än vad som framgår i tabellen. För det andra inverkar vår operationalisering av klasstillhörighet för ej yrkesverksamma. Ett antal studeranden har klassificerats på basis av föräldrars respektive makes yrke, och om studerande exkluderas blir framförallt inkomstökningen betydligt mer positiv för högre tjänstemän än vad som framgår av Tabell 4:1. Anledningen till detta är att studerande dels har låga inkomster dels i relativt hög grad tenderar att komma från tjänstemanna hem. Även om sammanräknad inkomst inkluderar skattepliktiga trans- fereringar, vid sidan om inkomster från arbete och kapital, är fördelningen av detta inkomstslag mycket ofullständig från ett ekonomiskt välfärdsperspektiv. Skattefria bidrag som exempelvis bostadsbidrag och barnbidrag är inte inkluderade, ej heller är betalda inkomstskatter fråndragna. Framförallt utelämnas dock familje- perspektivet helt både vad gäller inkomster och vad gäller försörjnings- börda. Vi övergår därför nu till att på hushållsnivå studera de disponibla inkomsternas variationer och förändringar, dvs. familjernas inkomster efter skatter och transfereringar. För att kunna jämföra olika hushålls disponibla inkomster måste man dock ta hänsyn till att försörjningsbördorna varierar framförallt beroende på hur många som skall leva på inkomsten. Detta görs som brukligt är genom att dividera den disponibla inkomsten med en så kallad ekvivalensskala som vanligen varierar beroende på familjens storlek och sammansättning. Syftet med ekvivalensskalan är alltså att korrigera inkomsten för att ta hänsyn till hur många personer som skall dela på den och ta hänsyn till att det föreligger en mängd skalfördelar när flera personer bor tillsammans, dvs. två personer behöver inte dubbelt så stor inkomst som en person för att uppnå samma levnadsstandard. Vi kommer i denna studie att använda oss av en skala som föreslagits inom SCB (för en utförlig diskussion och motivering, se 1998; 2000). Denna sätter en vikt på ett för den första vuxna i ett hushåll, om familjen består av två vuxna sätts vikten 1,55 och därutöver läggs en vikt på 0,47 för varje barn som ingår i hushållet. Ett exempel kan måhända åskådliggöra skalans inneboende egenskaper. Om vi tänker oss en ensamstående person med en disponibel inkomst på så behöver en ensamstående med ett barn ha en disponibel inkomst på för att erhålla samma ekvivalerade disponibla inkomst, medan motsvarigheten för ett sammanboende par med två barn blir . Utan att här fördjupa oss alltför mycket i denna viktiga fråga skall vi här klargöra några premisser vad gäller valet av ekvivalensskala (för mer utförliga diskussioner se t.ex. Buhmann m.fl. 1988; , Rainwater och Smeeding 1995). Det råder för det första ingen enighet inom forskarvärlden vilken ekvivalensskala som är optimal och någon sådan kommer sannolikt heller aldrig att uppnås. För det andra, hur stora skalfördelar man antar påverkar utan tvivel den relativa inkomst- positionen när vi jämför hushållstyper som skiljer sig åt vad gäller hur många personer som bor i hushållet (t.ex. barnfamiljer och ålderspensionärer). Däremot påverkas knappast trenderna för de befolkningsgrupper vi urskiljer. Detta förutsätter nämligen radikala förändringar sker i hushållsstorlek inom kategorierna vilket sällan är fallet (se t.ex. 1999a). Vi kommer därför framförallt att betona variationer i inkomstförändringar även om vi naturligtvis också kommer att redovisa inkomstnivåer.36 I Tabell 4:2 framgår medianvärden för de på detta sätt justerade disponibla inkomsterna efter våra befolkningsgrupper kön, ålder, 36 Att ekvivalensskaleproblematiken på sitt sätt är olösbar får inte leda till den felaktiga slutsatsen att man helt enkelt inte bör använda sig av någon ekvivalensskala. Att inte alls söka justera inkomsten innebär ju i själva verket att man använder sig av den mest extrema skalan som anger det inte spelar någon som helst roll hur många personer som skall försörja sig på de sammanlagda inkomsterna. Att å andra sidan enbart delat den disponibla inkomsten med familjestorleken innebär ett nästan lika extremt antagande, nämligen att alla kostnader ökar proportionellt med antalet medlemmar i hushållet. födelseland, familjetyp och sociala klasser.37 Att skillnaderna mellan könen är så pass små beror förstås på den hushållsansats vi valt. I enlighet med vad som är brukligt i inkomstfördelningsanalyser leder denna till att alla kvinnor och män som lever i parförhållanden får samma inkomst som sin partner. Detta i sin tur gör att uppmätta könsskillnader enbart är att hänföra till skillnader mellan ensam- stående kvinnor och män (med eller utan barn). Om man istället söker skatta disponibel inkomst på individnivå ökar självfallet köns- skillnaden även om förändringarna i faktiskt inte blir så stora i och med att skillnaderna i sysselsättningsnivå mellan kvinnor och män är relativt små (1999b). 37 Eftersom disponibel inkomst är ett hushållsbaserat begrepp har vi i detta avsnitt valt att redovisa hushållets klass i enlighet med en dominansordningsprincip (1984). För hushåll bestående av sammanboende med eller utan barn innebär detta att klasspositionen för hushållet bestäms av positionen för den av makarna som kan anses vara mer bestämmande för levnadsvillkoren (se t.ex. diskussionen i och 1997). För de makar som har olika individuell klassposition har den av makarna som har den högsta positionen enligt följande ordning fått bestämma familjens klassposition: Högre tjänstemän, företagare, tjänstemän på mellannivå, lägre tjänstemän I (kod 36 i SEI-kodningen), kvalificerade arbetare, lägre tjänstemän okvalificerade (kod 33), okvalificerade arbetare, övriga. Real ekvivalerad disponibel inkomst a. Medianvärden ekvivalerade kronor (prisnivå) efter kön, ålder, födelseland, familjetyp och klassb. Ungdomar 16–bosatta i föräldrahemmet exkluderade, antal observationer 32 908 Arbetare i kvalificerade yrken Arbetare i okvalificerade yrken a)Använd ekvivalensskala: 1 för första vuxen, 0,55 för annan vuxen, 0,47 för varje barn. b)Klass avser här hushållets klassposition där sammanboendes klass-position mäts med den av makarna som har högst position enligt en dominansordningsprincip. Den klaraste och mest systematiska förändringen av de reala disponibla inkomsternas fördelning sker mellan olika åldersgrupper. Här finner vi en nästan märkligt enhetlig trend: ju högre ålder desto bättre inkomstutveckling (på aggregerad nivå). Vi har i Figur 4:1 åskådliggjort dessa förändringar på så vis att ålderskurvorna presenteras för de tre mättidpunkterna men där inkomstnivån 1989–90 inom respektive åldersgrupp är satt som referenspunkt (1,0). framgår då tydligt den försämrade köpkraft i reala termer som yngre hushåll fått vidkännas, liksom den starka förbättring som kommit de äldre som grupp till del. För varje kliv ner vi tar i ålderstrappan desto mer negativ har inkomstutvecklingen på gruppnivå varit. Relativa förändringar av medianinkomsten – ekvivalerad disponibel inkomst – för olika åldersgrupper. Medianinkomsten –90 inom varje åldersgrupp är satt till 1,0 Till skillnad mot vad som framkom när vi studerade individuella inkomster är de yngre födelsekohorternas inkomstutveckling inte speciellt positiv om vi också studerar tabellen diagonalt över ålder, även om bilden då självklart blir delvis annorlunda. Återigen bör då ihågkommas att det endast är mellan mättidpunkterna och mellan åldersgrupperna. Om vi exempelvis jämför medelinkomsten för gruppen 25–1989–90 med medelinkomsten för gruppen 35–1997–98 kan vi till och med notera en nedgång i medianinkomsten. Skillnader i disponibla inkomster finns också mellan inrikes och utrikes födda och även i detta fall finner vi påtagliga förändringar . Precis analogt med vad vi tidigare såg beträffande individuella sammanräknade inkomster blir inkomstgapet allt större. Inte minst är det värt att notera att medianinkomsten mellan 1993–94 och 1997–98 fortsätter att minska för de som är födda utanför . Att det finns påtagliga skillnader i inkomstnivåer mellan olika familjetyper är knappast förvånande, men också här kan vi notera en klar skillnad i trender. Barnfamiljer, såväl ensamstående som sammanboende har en lägre real medianinkomst vid slutet av perioden än vid dess inledning medan motsatsen gäller dem utan barn. Att barnfamiljerna sett utifrån ett familjeperspektiv är decenniets förlorare är något som uppmärksammats tidigare och får stöd också av dessa data. Jämför vi 1989–90 med 1997–98 finner vi att de två familjetyper vars genomsnittliga inkomstnivåer förändrats på radikalt annorlunda vis är sammanboende utan barn och ensamstående med barn. Medan genomsnittet för gruppen sammanboende utan barn ökat med dryga åtta och en halv procent har ensamstående med barn tappat nära nog . Att inkomstnivåerna kraftigt skiljer sig åt mellan dessa familjeformationer är knappast överraskande men att gapet dem emellan ökat så markant är remarkabelt. Beträffande klasskillnadernas förändringar ser vi också en trend vi inte kunde upptäcka när vi analyserade individinkomster. Den högre tjänstemannaklassen har ganska så påtagligt dragit ifrån andra klasser. Emedan förändringarna för alla andra sociala klasser är relativt marginella ökar medianvärdet för högre tjänstemän med när vi jämför över hela perioden. Att detta inte var lika synligt när vi fokuserade individinkomster före skatter tyder på att denna förändring antingen har att göra med de inkomstslag vi lägger till (inklusive förändringar av skatterna) eller är en familjeeffekt relaterad till sysselsättningsförändringar.38 Det kan med andra ord vara en sammansättningseffekt på så vis att vi här har den bästa sysselsättningsutvecklingen på familjenivå men sannolikt påverkas utvecklingen också av skatternas förändrade fördelning i och med att vår första mätperiod i huvudsak är före skattereformen. Man kan vidare notera att företagare har låga genomsnittliga inkomster. Det är dock välkänt att företagares årliga inkomster såsom vi mäter dessa inte är en bra avspegling av denna klass ekonomiska resurser, något som också kommer att framgå när vi analyserar direkta indikatorer på ekonomiskt utsatthet. 38 Man bör dock notera att uppgången mellan de två senare mättidpunkterna också är synlig när vi studerar individuella inkomster (se Tabell 4:1). 4.1.3De låga inkomsternas sociala fördelning Så här långt har vi dock endast belyst hur inkomsterna genomsnittligt har förändrats för olika befolkningsgrupper. Det är ofrånkomligen så att en analys av de som har lägst inkomster är av speciellt intresse från såväl ett välfärds– som ett socialpolitiskt perspektiv. Vi skall därför söka avskilja en sådan inkomstgrupp. Vi har här valt en helt relativ gräns där de individer som lever i familjer vars ekvivalerade disponibla inkomst understiger av medianvärdet anses tillhöra låginkomstgruppen. Att utgå från median eller medelvärdet, oftast då , har kommit att bli en vanligt förekommande metod att studera relativ inkomstfattigdom.39 Man kan därför om man vill betrakta analysen som behandlande relativ fattigdom. Fattigdoms- begreppet kan sägas vara vad filosoferna kallar ett substantivt etisk begrepp (1985). Med det menas, kortfattat, att begreppet innefattar en normativ värdering för handlande. Sannolikt är det därför diskussionerna kring vad som är att betrakta som fattigdom och vad som är den korrekta fattigdomsgränsen aldrig sinar. Själva kommer vi nedan istället att använda begreppet låga inkomster. I Tabell 4:3 redovisas resultat från en multivariat analys där vi på samma sätt som för övrigt i denna rapport studerar hur de relativa riskerna för ett utfall, i detta fall att tillhöra låginkomstgruppen, varierar mellan befolknings- kategorierna kontrollerat för sammansättningen över övriga variabler. Vi är speciellt intresserade av riskerna har förändrats för olika befolkningsgrupper vilket vi söker fånga med hjälp av så kallade interaktionseffekter mellan mättidpunkt (år) och de övriga befolkningsgrupperna. 39 I Kommittén Välfärdsboksluts delbetänkande redovisas hur andelarna av medianinkomsten förändrats (SOU 2000: 3, Tabell 3.2:8). Dessa andelar är självfallet lägre än de som blir vid handen när man istället som här sätter gränsen vid . Av större vikt är dock att den procentuella ökningen i stort sett är identisk med den som redovisas här trots att olika datamaterial används. Den huvudsakliga anledningen till att vi här valt att använda som gränsvärde är att vi därmed får något säkrare skattningar av skillnader och förändringar mellan grupper. Relativa skillnader (odds) för risken att tillhöra låginkomstgruppena , kön, ålder, födelseland, familjetyp och klassb. Genomsnittsvärde = 1,0. Ungdomar bosatta i föräldrahemmet exkluderade. Inkomstmått: ekvivalerade disponibla inkomster Antal observationer 32 908 Arbetare i kvalificerade yrken Arbetare i okvalificerade yrken utrikes och inrikes födda a)Individer som lever i familjer med ekvivalerad disponibel hushållsinkomst understigande av medianvärdet anses tillhöra låginkomstgruppen. b)Klass avser här hushållets klassposition där sammanboendes klassposition mäts med den av makarna som har högst position enligt en dominansordningsprincip. Av estimaten i tabellen framgår för det första att det sker en viss ökning av andelen med låga inkomster enligt denna definition (se också Tabell 2:2). Risken för låga inkomster varierar också markant efter både ålder, födelseland och familjesituation. över hela tidsperioden föreligger exempelvis en mer än dubbelt så hög risk (1,47/0,68) för utrikesfödda att tillhöra låginkomstgruppen jämfört med personer födda i . Som framgår nederst i Tabell 4:3 har dock skillnaderna förändrats inom samtliga dessa tre befolkningskategorier. Åldersskillnadernas förändring i risken att tillhöra låginkomst- gruppen visas i Figur 4:2. Här framgår än en gång tydligt vad vi såg redan beträffande medianinkomsternas utveckling. Över tid hamnar framförallt allt fler av de yngre i låginkomstgruppen. De stora relativa förändringarna synes ske mellan de två första mättidpunkterna. Om vi närmare studerar kurvorna –94 respektive 1997–98 finner vi att de, om än på en något högre nivå , följer varandra relativt väl. Trenden för de allra yngsta förstärks dock kraftigt också mellan de två senare tidpunkterna. Det är också värt att notera att det inte enbart är den allra yngsta åldersgruppen vars relativa position försämras drastiskt. Åldersgrupperna 25–34 respektive 55–hade exempelvis en i stort sett identisk lika risk för att tillhöra låginkomstgruppen 1989–90. har denna likhet förbytts till en 80-procentig överrisk för åldersgruppen 25–. På motsvarande sätt förhåller det sig om vi istället jämför 35–44 åringarna med åldersgruppen 65–. Grovt räknat har en 30-procentig överrisk för den äldre åldersgruppen har bytts mot en ungefärlig 20-procentig överrisk för den yngre. Det föreligger med andra ord en generell förändring av åldersrelationerna i inkomstfördelningens nedersta del som inte bara avser de allra yngsta och de allra äldsta. Förändrade skillnader i risken för låga inkomster mellan åldersgrupper. Standardiserat för kön, födelseland, familjetyp och klass. Låga inkomster = av medianinkomsten för ekvivalerad disponibel inkomst . Som framgick av nedersta delen av Tabell 4:3 föreligger också en förändring av den relativa utsattheten när vi jämför inrikes och utrikes födda. Den relativa skillnaden har som visas i Figur 4:3 framförallt förändrats när vi jämför de två senare mättidpunkterna. –98 har utrikes födda nästan en så hög risk att tillhöra låginkomstgruppen vilket är en påtaglig ökning jämfört med hur situationen var 1989–90. Slutligen finner vi att också de olika familjetypernas risker att ha ekvivalerade disponibla inkomster lägre än av medianen har ändrats (Figur 4:4). Här ser vi att den huvudsakliga förändring som skett är att barnfamiljernas risk att tillhöra låginkomstgruppen har ökat betydligt. I linje med vad som framkom beträffande etnicitet är det inte heller här under recessionens värsta period denna relativa förändring inträffar utan snarare . Detta sammanhänger inte minst med sjunkande ersättningsnivåer i olika former av familjestöd. Vi kan också notera att riskerna inom gruppen barnfamiljer förändras. Från att ha varit ungefärligen desamma de två första mättidpunkterna har risken framförallt ökat för ensamstående med barn. Dessa förändringar speglar medianinkomsternas utveckling för dessa familjetyper men förändringarna framstår som än mer markanta när vi på detta sätt fokuserar inkomstfördelningens nedersta del. Förändrade skillnader i risken för låga inkomster mellan inrikes och utrikes födda. Standardiserat för kön, ålder, familjetyp och klass. Låga inkomster = av medianinkomsten för ekvivalerad disponibel inkomst . Förändrade skillnader i risken för låga inkomster mellan olika familjetyper. Standardiserat för kön, ålder, födelseland och klass. Låga inkomster = av medianinkomsten för ekvivalerad disponibel inkomst . Människors ekonomiska situation fångas knappast upp fullständigt med hjälp av enbart information om årliga inkomster. Det finns därför all anledning att också studera ekonomisk utsatthet med hjälp av mer direkta frågor om den ekonomiska situationen. Inom svensk levnadsnivåforskning har begreppet kontantmarginal, eller snarare avsaknaden av denna, ofta setts som en viktig indikator på knappa ekonomiska villkor och har också visat sig ha påtagligt samband med en mängd andra utfall. Att ha, eller enkelt kunna skaffa, en summa pengar för en oförutsedd utgift är självfallet en trygghet som är väsentlig för livsvillkoren. I SCB:s undersökningar är frågan ställd på följande sätt:40 Om du plötsligt skulle hamna i en oförutsedd situation, där du måste skaffa fram , skulle du klara det? En annan indikator på konkreta ekonomiska svårigheter behandlar snarare den vardagliga situationen och om man har haft problem att klara de löpande utgifterna. Den fråga som ställts till urvalspersonerna lyder: Har det hänt att du haft svårigheter med att klara de löpande utgifterna för mat, hyra, räkningar m.m.? De övergripande förändringarna avseende dessa båda indikatorer redovisades i Tabell 2:2, där det framgår att såväl avsaknad av kontantmarginal som svårigheter att klara löpande utgifter ökade markant inledning. Än mer oroande är måhända att dessa andelar inte sjunker när vi jämför 1997–98 med 1993–94 utan istället faktiskt ökar en aning. Vi har i detta avsnitt valt att studera stora ekonomiska svårigheter definierat som att både vara utan kontantmarginal och ha haft problem med löpande utgifter (jfr 1999a; Halleröd och 1999). Om man vill kan man se detta som en mer direkt indikator på fattigdom och vi kan därför med fördel också jämföra med de resultat som vi presenterade ovan när vi använde en mer indirekt inkomstansats. Av Tabell 2:2 framgår också att ekonomiska svårigheter mätt på detta sätt ökat snabbare än vad som är fallet var med någon av de enskilda indikatorerna (kontantmarginal respektive löpande utgifter) även om självfallet nivån är lägre. I Tabell 4:4 presenteras resultatet från en logistisk regression där risken att ha stora ekonomiska svårigheter, enligt definitionen ovan, är utfallsvariabel. 40 Det efterfrågade beloppet varierar mellan undersökningsåren för att ta hän- syn till prisförändringar. Stora ekonomiska svårigheter. Relativa skillnader (odds) för risken att ha stora ekonomiska svårigheter (både sakna kontantmarginal och ha haft svårigheter med löpande utgifter ) , kön, ålder, födelseland, familjetyp och klass. Genomsnittsvärde=1,0. Ungdomar bosatta i föräldrahemmet exkluderade. Antal observationer 32 554 Arbetare i kvalificerade yrken Arbetare i okvalificerade yrken utrikes och inrikes födda Vi kan direkt se att resultaten avviker från de ovan presenterade i vissa avseenden men där finns också ett antal grundläggande likheter. För det första finner vi här en mycket stark trend. Risken för stora ekonomiska svårigheter har enligt modellen ökat med mer än det dubbla (1,36/0,62) när vi jämför 1997–98 med 1989–90. Vi finner här alltså en betydligt mer negativ utveckling jämfört med analyserna av låga inkomster. Utbredningen av stora ekonomiska svårigheter enligt dessa indikatorer är mer i linje med trenden när det gäller ytterligare en annan vanlig fattigdomsindikator, nämligen socialbidragsutvecklingen (se 2000). Som framgår av tabellen finner vi också en markant skillnad mellan inrikes och utrikes födda. De senare har mer än högre risk (1,66/0,60) jämfört med svenskfödda. Till skillnad mot vad som gällde för analysen av låga inkomster anger modellen dock ingen signifikant förändring av denna relativa skillnad. Ensamstående med barn förefaller också att vara en i än högre grad utsatt grupp när vi analyserar direkta indikatorer av detta slag även om de ju också har relativt låga inkomster. Klasskillnaderna är också påtagliga, om vi jämför med den tidigare analysen av olika klassers relativa risk för låga inkomster är det kanske speciellt värt att notera att företagarna har en klar underrisk (i förhållande till genomsnittet). Den dåliga situation som indikerades av inkomstanalyserna är med andra ord inte alls i samklang med dessa mer direkta indikatorer på ekonomiska knapphet, vilket framförallt sammanhänger med att taxeringsregistrens inkomster dåligt speglar den ekonomiska situationen för många företagare. Vi finner också en påtaglig variation efter ålder. är det inte enbart trenden som är markant utan också skillnaderna i sig.