Issuu

De werkende armen in Vlaanderen, een vergeten groep? Ive Marx Gerlinde Verbist Pieter Vandenbroucke Kristel Bogaerts Josefine Vanhille

Centrum voor Sociaal Beleid Herman Deleeck Universiteit Antwerpen Eindrapport 12 mei 2009

Een onderzoek in opdracht van de Vlaamse minister van Werk, Onderwijs en Vorming, in het kader van het VIONA-onderzoeksprogramma

Inhoud

INLEIDING..................................................................................................................................... 1

DE WERKENDE ARMEN IN INTERNATIONAAL VERGELIJKEND PERSPECTIEF ............................................................................................................................... 1

PROFIELSCHETS WERKENDE ARMEN: ANALYSE VAN SILC DATA......................... 14 3.1 Data, definities en meting .................................................................................................... 14 3.2 Armoede onder werkenden in Vlaanderen ........................................................................ 16 3.3 Kenmerken van werkende armen....................................................................................... 19 3.4 Indicatoren van materiële deprivatie als complementaire informatie ............................ 27

DE ARMOEDE EN INKOMENSPOSITIE VAN WERKENDEN – DE IMPACT VAN BELEID EN DE RUIMTE VOOR BELEID. ............................................................................. 32

BELEIDSOPTIES OVERWOGEN ............................................................................................ 41 5.1 Minimumloon verhogen....................................................................................................... 41 5.2 Parafiscaal en fiscaal beleid................................................................................................. 51 5.3 Uitkeringsbeleid ................................................................................................................... 65 5.4 Meerverdienerschap stimuleren ......................................................................................... 68

EEN DYNAMISCHE ANALYSE VAN DE IMPACT VAN EEN VERDERE TEWERKSTELLINGSGROEI OP ARMOEDE ...................................................................... 70

SAMENVATTING EN BELEIDSAANBEVELINGEN .................................................................. 84 REFERENTIES ................................................................................................................................... 89 APPENDIX A. METHODOLOGISCHE TOELICHTING STANDAARDSIMULATIES ......... 94 APPENDIX B. STANDAARDFOUTEN BIJ TABELLEN ........................................................... 101

Inleiding

Dit rapport kijkt op een empirische wijze naar het fenomeen van de “werkende armen” in Vlaanderen. De structuur van het rapport is als volgt. In een eerste sectie situeren we de situatie in Vlaanderen in internationaal vergelijkend perspectief. Uit die analyse blijkt dat het fenomeen van de werkende armen – mensen die een job hebben en toch in financiële armoede leven – allerminst een Angelsaksisch gegeven is. Dat laat ons toe het cruciale punt te maken dat de omvang van de problematiek geen eenvoudige weerspiegeling is van het aantal laagbetaalde jobs maar wel de resultante van een complex aan factoren op sociaal-demografisch, economisch en institutioneel vlak. In een volgende sectie kijken we in meer detail naar het sociaal-demografische profiel van de werkende armen in Vlaanderen. Daarbij hanteren we verschillende armoedeconcepten en armoedelijnen. In een poging het fenomeen multi-dimensioneel te benaderen kijken we ook naar aspecten van materiële deprivatie. De volgende drie secties hebben betrekking op beleid. We kijken vooreerst naar de impact van fiscaal en parafiscaal beleid, alsook sociale uitkeringen, op de inkomens- en armoedepositie van werkenden. We gaan daarbij na waar en hoeveel ruimte er is voor verbetering door beleidsmodificatie. Vervolgens gaan we over tot het systematisch overwegen van beleidsalternatieven: hogere minimumlonen, parafiscale en fiscale lastenverlagingen, hogere aanvullende sociale transfers en het stimuleren van meerverdienerschap. In een finale sectie maken we een tentatieve projectie van de mogelijke armoedeconsequenties van het doorgroeien van de tewerkstellingsgraad naar 70%. Finaal formuleren we een besluit.

De werkende armen in internationaal vergelijkend perspectief

Het fenomeen van de werkende armen werd lange tijd als een overwegend, zoniet exclusief Angelsaksisch probleem gepercipieerd. Ondertussen weten we dat de realiteit anders is. Marx en Verbist (1998), Nolan en Marx (2001), European Foundation (2004), Eurostat (2005), Andress en Lohman (2008), Lohmann (2009) hebben laten zien dat het percentage mensen die werken en toch in financiële armoede leven in veel continentaal Europese landen zelfs hoger is dan in het Verenigd Koninkrijk of Ierland. De spreiding van de incidentie van armoede onder werkenden over de Europese landen sluit geenszins aan bij de intuïtieve verwachtingen die men hier geneigd is te hebben. De sleutel tot de mispercepties rond het fenomeen van de werkende armen ligt in het feit dat armoede onder werkenden wordt gepercipieerd als een fenomeen dat samenhangt met 1

laagbetaald of onzeker werk. Die link is in realiteit zeer zwak. Een laagbetaalde job geeft zelden aanleiding tot armoede. Slecht een kleine minderheid van de mensen die een laagbetaalde job hebben leven in financiële armoede. Daarbij wordt armoede gemeten op de gebruikelijke wijze, dwz op basis van het totale gezinsinkomen gecorrigeerd voor gezinsgrootte en –samenstelling. Dit gestandaardiseerd gezinsinkomen noemen we het equivalent inkomen. Wie in een gezin leeft met een equivalent inkomen beneden 60 procent van de mediaan in het betreffende land wordt arm genoemd. Volgens deze definitie leeft in de meeste Europese landen in de orde van 5 à 10 procent van de laagbetaalden in een arm gezin. De verklaring hiervoor is dat de meeste mensen met een laagbetaalde job leven in een gezin met meerdere inkomens. De meeste laagbetaalde werknemers zijn vrouwen en jongeren. Meestal zijn ze niet de belangrijkste kostwinner in het gezin. Dat gezegd zijnde, de minderheid van mensen die een laagbetaalde job hebben en toch voornaamste kostwinner zijn leven doorgaans wél in armoede en niet zelden in diepe armoede. Dat gaat soms om alleenstaanden, en vooral om alleenstaande ouders. De grootste groep, in de meeste landen toch, bestaat echter uit koppels met kinderen waar er maar één kostwinner is. Dit wetende is het gemakkelijk te begrijpen waarom de werkende armen een wijdverspreid fenomeen zijn in Europa en waarom de omvang van dat probleem geen directe reflectie is van het aandeel laagbetaalde jobs. Veeleer is het een reflectie van enerzijds socio-demografische factoren (bv. het aandeel éénoudergezinnen) en, vooral, de omvang van het éénverdienerschap. Lohmann en Marx (2008) stellen dat de omvang van het probleem van armoede onder werkenden in belangrijke mate een resultante is van institutionele factoren die tweeverdienerschap stimuleren en accommoderen, dan wel belemmeren. Het gaat dan over elementen van arbeidsmarktregulering (minimumlonen, beperkingen op deeltijdse arbeid en tijdelijke arbeid), over elementen van fiscaliteit en para-fiscaliteit die tweeverdienerschap mogelijkerwijs beïnvloeden (afgeleide rechten in de sociale zekerheid, huwelijksquotiënt, etc), over institutionele arrangementen die de combinatie van werk en gezin accommoderen (o.a. kinderopvang). Zij argumenteren dat die institutionele factoren op de meest gunstige wijze gealigneerd zijn in de Scandinavische landen en op de meest ongunstige wijze in de Zuid-Europese landen. Voor de Angelsaksische en continentaal Europese landen formuleren zij de hypothese dat de institutionele factoren geen gelijklopende effecten hebben. Om dit te illustreren: de fiscale voorkeursbehandeling voor ééninkomensgezinnen (cfr. het huwelijksquotiënt in België) verhoogt het inkomen en biedt als zodanig een bescherming tegen armoede, maar heeft het een dempend effect op arbeidsbereidheid van partners en bijgevolg tweeverdienerschap. Het beeld dat uit analyses komt is grofweg consistent met deze hypotheses. Het probleem van de werkende armen is het grootst in de Zuid-Europese landen en het kleinst in de Scandinavische landen, waar het vooral geconcentreerd is bij jongeren, die daar geacht worden vroeg economisch zelfstandig te zijn. De continentaal Europese en de Angelsaksische landen bevinden zich grofweg op hetzelfde niveau wat de omvang van het probleem betreft, maar de structuur van de problematiek verschilt sterk, ook binnen de clusters overigens.

België en Vlaanderen kennen comparatief gesproken relatief weinig werkende armen hoewel we wel degelijk tot de cluster van de continentaal Europese landen behoort met een sterk familialistische inslag. Verschillende elementen van arbeidsmarktregulering hebben nog steeds een sterke kostwinnersrationale. De fiscaliteit ondersteunt het kostwinnersmodel via oa het huwelijksquotiënt; er zijn de facto universele kinderbijslagen op een relatief hoog niveau, met name voor grote gezinnen. Tegelijkertijd zijn er tal van arrangementen die tweeverdienerschap ondersteunen. Voorzieningen voor kinderopvang zijn bijvoorbeeld relatief sterk uitgebouwd. Dit maakt België, en a fortiori Vlaanderen, voorbeelden van wat “optioneel familianisme” is genoemd. De tewerkstellingsgraad bij moeders met jonge kinderen is dan ook bij de hoogste in Europa. Dit, in combinatie met elementen zoals een relatief gunstige sociaal-demografische structuur (relatief weinig éénoudergezinnen) en een gecomprimeerde loonstructuur (met name aan de onderkant) maakt dat het aandeel werkende armen vrij laag is. Dit relatief gunstige beeld voor wat specifiek de armoede onder werkenden betreft moeten we echter sterk nuanceren. De relatieve armoedegraad onder werkenden is voor een groot stuk een gevolg van het feit dat de meeste armen mensen zonder een arbeidsinkomen zijn. Daarvan zijn er zoals we weten veel in België. De relatieve inkomens van de inactieven zijn laag omwille van de sterk geërodeerde vervangingsinkomens (Cantillon et al, 2007). De laagste regionen van de inkomensverdeling worden dus overwegend bevolkt door inactieven, voor wie de armoedegraad comparatief gesproken hoog is. Grafiek 1.

Aandeel van werkende en niet-werkende individuen in de bevolking in armoede van actieve leeftijd.

100% 90% 80% 70% 60% niet werkend

50%

werkend

40% 30% 20%

Bron: EU-SILC, 2006.

wall

bxl

10%

Grafiek 2. Incidentie van armoede onder de bevolking van actieve leeftijd. 50,00% 45,00% 40,00% 35,00% 30,00%

werkend

25,00%

niet werkend Totaal

20,00% 15,00% 10,00%

Bron: EU-SILC, 2006.

wall

bxl

0,00%

5,00%

Methodologische noot bij de tabellen Op basis van de recentste data uit de European Union Survey on Income and Living Conditions (EU-SILC 2006, inkomens 2005) kunnen verschillende tewerkstellingsindicatoren worden opgesteld. De keuze tussen deze verschillende indicatoren werd gebaseerd op een vergelijkig van de tewerkstellingsgraad die hieruit resulteerde met de tewerkstellingsgraden zoals gepubliceerd door Eurostat 1. Tewerkstellingsgraad 2005, % Eurostat Belgium 61,1 Denmark 75,9 Germany 66,0 Ireland 67,6 Greece 60,1 Spain 63,3 France 63,9 Italy 57,6 Luxembourg 63,6 Netherlands 73,2 Austria 68,6 Portugal 67,5 Finland 68,4 Sweden 72,5 United Kingdom 71,7

SILC-indicator 1 57,8 80,3 62,1 58,3 42,7 57,7 65,6 51,9 67,2 72,8 65,5 57,4 77,2 82,5 65,4

SILC-indicator 2 61,7 69,0 65,3 61,7 60,4 62,8 64,0 57,7 65,8 67,6 64,6 67,1 65,6 73,8 71,3

SILC-indicator 3 60,3 69,7 60,4 61,8 59,8 63,1 64,4 56,9 65,9 65,8 66,3 66,3 67,4 74,5 72,9

De tewerkstellingsgraad wordt bekomen door het aantal tewerkgestelde personen tussen 15 en 64 jaar te delen door het totaal aantal personen in deze leeftijdsgroep. De Eurostat indicator werd geconstrueerd op basis van Labour Force Survey, volgens de definitie dat er min. 1 uur betaalde arbeid werd verricht in de referentieweek. In de SILC-structuur wordt niet hetzelfde concept ‘referentieweek’ gehanteerd. We vergelijken daarom drie approximaties: • SILC-indicator 1 bevat iedereen met een arbeidsinkomen, d.w.z. wanneer er inkomen wordt gerapporteerd in de variabele PY010 (werknemers) of PY050 (zelfstandigen). • SILC-indicator 2 is gebaseerd op de variabele PL030 (‘self defined economic status’). Een persoon wordt als werkend beschouwd wanneer er 1 (voltijds werkend) of 2 (deeltijds werkend) werd aangegeven. • SILC-indicator 3 is gebaseerd op de variabele PX050 (‘main activity status’), berekend op basis van maandelijkse activiteitsstatus. Iemand wordt als werkend beschouwd wanneer deze gedurende de referentieperiode voor het merendeel van de gerapporteerde maanden ‘werkend’ als voornaamste activiteitsstatus had. Er werd gekozen voor SILC indicator 3 omdat deze de meest robuste en consistente resultaten gaf, zowel op micro- als op macroniveau. Deze indicator sluit ook het best aan bij de operationalisatie die EUROSTAT hanteert bij het meten van armoede bij werkenden. De tabellen werden berekend voor de bevolking met een gezinshoofd van actieve leeftijd (tussen 18 en 64j). Als armoedelijn wordt 60% van het mediaan equivalent beschikbaar inkomen gehanteerd. De gehanteerde equivalentieschaal is de aangepaste OESO-schaal, berekend volgens de formule

1 + 0,5 * ( HL14+ − 1) + 0,3 * HL13− Hierin staat

HL14+ staat voor het aantal huishoudleden van 14 jaar en ouder, en HL13− staat voor het aantal

huishoudleden van 13 jaar en jonger. Als hoofd van het huishouden werd de persoon beschouwd welke verantwoordelijk is voor de accommodatie van het gezin (variabele HB080). Het onderscheid tussen voltijds en halftijds werkenden wordt gemaakt op basis van de variabelen PL070 en PL072. De ISCED-niveaus (zoals gerapporteerd in variabele PE040) verwijzen naar volgende opleidingsniveaus: 0 : kleuteronderwijs; 1 : lager onderwijs; 2 : lager secundair onderwijs; 3 : hoger secundair onderwijs; 4 : post-secundair, niet-tertiair onderwijs; 5-6 : tertiair hoger onderwijs.

http://epp.eurostat.ec.europa.eu/tgm/table.do?tab=table&language=en&pcode=tsiem010&tableSelection=1&footnotes=ye s&labeling=labels&plugin=1.

Tabel 1.

Armoede-incidentie en spreiding voor gezinnen op actieve leeftijd volgens gezinstype.

key:

lijn 1

armoede-incidentie

lijn 2

spreiding van gehele bevolking over gezinstypes

lijn 3

spreiding van arme bevolking over gezinstypes

1 volwassene Alleenstaande Alleenstaande ouder Werkend Niet Werkend Niet werkend werkend 10,16% 42,54% 16,20% 58,30% 9,68 4,65 1,88 1,06 7,38 14,84 2,28 4,66

2 volwassenen

Totaal

Geen verdiener 34,75% 7,47 19,49

EĂŠn verdiener 16,04% 31,48 37,9

Twee verdieners 4,10% 43,78 13,46

13,32% 100 100

6,20% 8,02 3,74 10,50% 13,84 5,63 5,71% 7,19 4,38 4,52% 7,58 2,13

48,27% 5,61 20,37 60,87% 10,2 24,03 36,76% 3,92 15,38 53,48% 7,06 23,5

10,02% 2,16 1,63 5,26% 3,06 0,62 6,43% 1,86 1,27 16,73% 2,4 2,49

66,17% 1,8 8,94 63,84% 3,03 7,49 60,76% 0,89 5,78 69,73% 2,96 12,85

44,89% 10,86 36,65 78,23% 13,71 41,52 35,67% 9,1 34,61 44,81% 12,98 36,2

10,49% 23,49 18,52 17,81% 26,25 18,11 8,52% 23,49 21,36 11,30% 22,61 15,9

2,81% 48,07 10,16 2,24% 29,91 2,6 3,02% 53,55 17,22 2,51% 44,41 6,92

13,30% 100 100 25,83% 100 100 9,38% 100 100 16,07% 100 100

12,30% 10,68 7,56

55,25% 6,95 22,1

23,07% 2,5 3,32

58,14% 1,3 4,36

42,77% 9,9 24,36

15,51% 31,5 28,12

4,76% 37,18 10,18

17,37% 100 100

12,25% 12,07 10,44

57,62% 8,54 34,73

18,83% 3,07 4,09

57,46% 1,85 7,49

32,92% 5,86 13,61

11,96% 19,92 16,82

3,73% 48,7 12,83

14,16% 100 100

8,24% 3,49 1,71

59,11% 1,12 3,94

19,49% 0,88 1,02

69,40% 0,31 1,29

50,36% 6,47 19,4

24,25% 38,92 56,19

5,66% 48,81 16,45

16,80% 100 100

11,00% 10,32 8,71

63,48% 6,51 31,72

7,99% 2,18 1,34

47,39% 0,99 3,6

37,64% 7,56 21,83

11,48% 24,41 21,51

3,06% 48,03 11,29

13,03% 100 100

7,42% 7,33 4,42

39,05% 3,9 12,35

8,19% 2,12 1,41

66,53% 1,06 5,73

35,93% 9,01 26,28

15,78% 27,31 34,96

3,71% 49,27 14,85

12,32% 100 100

6,73% 3,39 1,32

25,97% 2,41 3,61

16,84% 0,7 0,68

23,38% 0,25 0,33

35,65% 7,14 14,68

23,42% 38,75 52,32

9,91% 47,36 27,06

17,34% 100 100

bxl

wall

Vervolg van tabel 1

1 volwassene Alleenstaande Alleenstaande ouder Werkend Niet Werkend Niet werkend werkend 11,97% 77,46% 18,05% 66,96% 4,61 3,44 2,82 2,8 3,14 15,18 2,9 10,65

2 volwassenen

totaal

Geen verdiener 65,90% 8,21 30,77

EĂŠn verdiener 14,65% 29,71 24,76

Twee verdieners 4,58% 48,4 12,61

17,58% 100 100

11,76% 6,69 3,72

50,03% 2,78 6,58

19,22% 1,37 1,24

82,36% 0,31 1,22

46,25% 9,41 20,59

30,61% 40,52 58,67

4,33% 38,92 7,98

21,40% 100 100

13,16% 7,94 8,65

34,54% 2,76 7,89

41,95% 1,81 6,28

65,01% 0,41 2,18

24,09% 4,37 8,71

16,19% 33,26 44,57

5,31% 49,45 21,72

12,09% 100 100

10,82% 7,96 6,06

47,78% 7,07 23,76

26,01% 1,18 2,15

68,05% 1,47 7,01

33,54% 7,15 16,86

17,21% 23,35 28,26

4,36% 51,83 15,9

14,22% 100 100

18,43% 2,72 3

51,06% 1,44 4,4

27,42% 1,32 2,17

87,27% 0,42 2,17

47,17% 6,03 17,03

26,82% 28,55 45,85

7,12% 59,52 25,37

16,70% 100 100

16,62% 12,96 17,32

45,25% 5,2 18,9

27,82% 4,06 9,09

43,87% 1,06 3,73

33,53% 4,51 12,14

14,74% 19,31 22,87

3,75% 52,91 15,96

12,44% 100 100

12,21% 8,27

55,92% 4,61

20,80% 3,15

62,23% 2,7

49,35% 9,57

17,30% 27,45

5,62% 44,25

17,88% 100

5,64

14,42

3,66

9,39

26,43

26,55

13,9

100

11,12% 7,82 5,27

51,24% 4,46 13,87

18,96% 2,09 2,4

62,68% 1,21 4,6

43,29% 8,69 22,82

20,14% 31,15 38,06

4,80% 44,57 12,98

16,49% 100 100

Tot.

Bron: EU-SILC, 2006.

Tabel 2. key

Armoede-incidentie en spreiding voor gezinnen op actieve leeftijd volgens werkintensiteit.

lijn 1 armoede-incidentie lijn 2 spreiding van de bevolking over de types van werkintensiteit lijn 3 spreiding van de arme bevolking over de types van werkintensiteit

Niet werkend 45,47% 5,71 19,49

1 volwassene Deeltijds werkend 24,48% 2,19 4,02

Niet werkend 34,75% 7,47 19,49

2 volwassenen Enkel deeltijds 35,55% 3,35 8,93

Voltijds werkend 8,03% 9,37 5,64

Min. 1 voltijds 7,86% 71,92 42,43

13,32% 100 100

52,61% 7,41 29,31 61,55% 13,23 31,52 41,21% 4,81 21,16 58,28% 10,02 36,35

12,94% 2,07 2,01 15,08% 2,13 1,25 9,72% 2,02 2,09 17,48% 2,14 2,33

5,50% 8,11 3,35 8,75% 14,77 5,00 4,75% 7,03 3,57 4,71% 7,84 2,30

44,89% 10,86 36,65 78,23% 13,71 41,52 35,67% 9,10 34,61 44,81% 12,98 36,20

13,93% 4,62 4,84 26,23% 4,34 4,40 8,33% 4,87 4,33 20,95% 4,28 5,58

4,74% 66,94 23,84 8,12% 51,83 16,30 4,45% 72,16 34,25 4,42% 62,75 17,25

13,30% 100 100 25,83% 100 100 9,38% 100 100 16,07% 100 100

55,71% 8,25 26,46

25,66% 3,96 5,85

9,47% 9,21 5,02

42,77% 9,9 24,36

28,73% 6,29 10,4

7,77% 62,38 27,9

17,37% 100 100

57,50% 10,05 41,36

24,27% 1,78 3,09

12,17% 13,43 11,7

32,67% 5,84 13,65

16,65% 2,56 3,05

5,71% 66,35 27,14

14,16% 100 100

61,36% 1,43 5,23

29,41% 0,47 0,82

8,23% 3,9 1,91

50,24% 6,46 19,33

31,64% 2,12 4

13,47% 85,62 68,7

16,80% 100 100

61,35% 7,5 35,33

30,79% 1,52 3,58

7,67% 10,98 6,47

37,64% 7,56 21,83

17,66% 2,68 3,63

5,45% 69,77 29,17

13,03% 100 100

44,93% 4,96 18,1

22,51% 1,46 2,66

4,88% 7,99 3,17

35,81% 9 26,18

29,45% 3,78 9,05

6,90% 72,81 40,83

12,32% 100 100

25,73% 2,66 3,94

40,83% 0,38 0,89

5,16% 3,72 1,11

35,75% 7,12 14,68

54,83% 2,05 6,48

15,04% 84,08 72,9

17,34% 100 100

bxl

wall

Totaal

Vervolg van tabel 2

Niet werkend 72,91% 6,23 25,82

1 volwassene Deeltijds werkend 26,55% 2,74 4,13

Niet werkend 66,07% 8,19 30,77

2 volwassenen Enkel deeltijds 27,78% 6,23 9,85

Voltijds werkend 7,13% 4,7 1,91

Min. 1 voltijds 6,73% 71,91 27,52

53,31% 3,09 7,8

47,96% 0,73 1,66

9,53% 7,33 3,3

46,25% 9,41 20,59

42,48% 2,33 4,68

16,98% 77,11 61,96

38,45% 3,17 10,08

39,13% 2,13 6,89

12,74% 7,62 8,03

24,09% 4,37 8,71

26,47% 2,93 6,41

9,07% 79,79 59,88

51,59% 8,45 30,62

24,27% 3,63 6,19

5,29% 5,57 2,07

35,84% 6,65 16,73

12,06% 11,28 9,55

7,70% 64,41 34,84

12,09% 100 100 0 14,22% 100 100

59,17% 1,86 6,57

58,21% 0,47 1,65

16,47% 3,57 3,51

47,17% 6,03 17,03

51,62% 2,23 6,88

12,52% 85,85 64,34

16,70% 100 100

44,80% 6,23 22,51

28,99% 3,23 7,54

17,02% 13,81 18,95

33,39% 4,47 12,03

15,64% 4,21 5,3

6,14% 68,06 33,67

12,44% 100 100

58,25% 7,31 23,82

27,52% 3,26 5,02

9,41% 8,16 4,29

49,35% 9,57 26,43

24,00% 7,16 9,61

8,55% 64,54 30,84

17,88% 100 100

Tot.

53,70% 5,66 18,44

26,85% 2,21 3,61

8,72% 7,7 4,08

43,37% 8,66 22,79

26,80% 4,73 7,69

10,07% 71,03 43,39

16,49% 100 100

Bron: EU-SILC, 2006.

Totaal 17,58% 100 100 0 21,40% 100 100

Tabel 3.

Individuen van actieve leeftijd, armoede-incidentie en spreiding volgens werkstatus.

key:

lijn 1

armoede-incidentie onder individuen van actieve leeftijd volgens werkstatus

lijn 2

spreiding individuen van actieve leeftijd volgens werkstatus

lijn 3

spreiding arme individuen van actieve leeftijd volgens werkstatus

bxl

wall

niet werkend 20,64% 33,44 62,38 25,38% 38,28 79,87 44,71% 45,66 83,87 18,08% 34,59 72,89 29,66% 42,66 85,11 29,66% 39,33 70,1 31,45% 30,82 69,41 25,18% 38,32 65,62 30,11% 32,2 72,54 23,51% 35,2 68,17 23,43% 41,05 59,46 28,88% 36,42 76,1 29,90% 42,4 68,29 15,51% 32,81 49,82

werkend 6,25% 66,56 37,62 3,97% 61,72 20,13 7,22% 54,34 16,13 3,56% 65,41 27,11 3,86% 57,34 14,89 8,20% 60,67 29,9 6,18% 69,18 30,59 8,20% 61,68 34,38 5,41% 67,8 27,46 5,96% 64,8 31,83 11,13% 58,95 40,54 5,20% 63,58 23,9 10,22% 57,6 31,71 7,63% 67,19 50,18

totaal 11,06% 100 100 12,17% 100 100 24,34% 100 100 8,58% 100 100 14,87% 100 100 16,64% 100 100 13,97% 100 100 14,71% 100 100 13,37% 100 100 12,14% 100 100 16,18% 100 100 13,82% 100 100 18,56% 100 100 10,21% 100 100

Vervolg van tabel 3

niet werkend 24,27% 33,62 68,43 25,07% 34,83 59,52 25,05% 24,66 51,83 30,48% 35,11 68,91

werkend 5,67% 66,38 31,57 9,11% 65,17 40,48 7,62% 75,34 48,17 7,44% 64,89 31,09

Bron: EU-SILC, 2006.

Total 11,92% 100 100 14,67% 100 100 11,92% 100 100 15,53% 100 100

Tabel 4.

Uitsplitsing van gezinnen naar enkele gezinskarakteristieken.

key

armoede incidentie spreiding van de bevolking spreiding van de arme bevolking

bxl

wall

lijn 1 lijn 2 lijn 3

Nietwerkend 39,40% 13,18 38,98 48,02% 18,27 65,95 70,04% 26,93 73,04 37,58% 13,91 55,77 50,68% 23,00 72,55 48,65% 18,15 50,83 48,70% 16,24 55,83 52,35% 7,90 24,63 49,45% 15,06 57,15

Werkend* 9,36% 86,82 61,02 5,54% 81,73 34,05 9,53% 73,07 26,96 4,82% 86,09 44,23 5,73% 77,00 27,45 10,44% 81,85 49,17 7,47% 83,76 44,17 13,75% 92,10 75,37 6,57% 84,94 42,85

Geslacht gezinshoofd M V 12,27% 65,99 60,77 10,73% 77,68 62,65 24,22% 64,55 60,52 7,87% 81,52 68,42 12,37% 75,25 57,95 14,74% 60,18 51,05 13,76% 51,46 49,98 16,68% 73,72 73,22 13,27% 50,74 51,67

Opleidingsniveau gezinshoofd <= 2 3-4 5-7

15,37% 34,01 39,23 22,26% 22,32 37,35 28,76% 35,45 39,48 16,02% 18,48 31,58 27,30% 24,75 42,05 21,35% 39,82 48,95 14,60% 48,54 50,02 17,12% 26,28 26,78 12,78% 49,26 48,33

31,19% 15,5 36,29 22,42% 21,28 35,87 43,10% 23,1 38,54 15,24% 19,63 31,9 26,26% 23,55 38,49 34,46% 6,85 13,58 18,78% 23,45 31,09 23,58% 47,8 67,09 22,42% 18,33 31,54

11,29% 62,61 53,06 12,08% 36,52 33,17 24,57% 23,09 21,97 9,40% 38,56 38,66 14,39% 37,27 33,38 19,15% 55,45 61,12 13,22% 46,86 43,74 11,60% 21,92 15,14 15,06% 45,15 52,2

6,49% 21,89 10,65 9,76% 42,2 30,96 18,95% 53,81 39,49 6,60% 41,81 29,44 11,54% 39,18 28,13 11,66% 37,7 25,3 12,01% 29,69 25,18 9,86% 30,28 17,77 5,80% 36,51 16,26

Leeftijd gezinshoofd 18-29 30-49 50-64 20,02% 9,11 13,68 17,91% 9,48 12,77 39,65% 13,98 21,47 8,50% 9,29 8,43 24,33% 8,37 12,68 30,14% 9,69 16,82 39,62% 14,96 41,85 17,80% 5,17 5,48 27,07% 15,81 32,85

12,86% 61,86 59,69 12,11% 61,86 56,31 23,26% 60,65 54,63 8,15% 61,54 53,49 15,36% 62,78 60 15,50% 62,04 55,35 11,13% 58,54 46,01 17,01% 63,27 64,06 9,82% 54,32 40,94

12,22% 29,03 26,63 14,35% 28,66 30,92 24,33% 25,36 23,9 12,24% 29,17 38,09 15,22% 28,84 27,31 17,10% 28,27 27,83 6,49% 26,49 12,14 16,22% 31,56 30,46 11,43% 29,87 26,21

Vervolg van tabel 4

Total

Nietwerkend 39,12% 13,97 44,36 32,96% 9,8 18,62 68,86% 14,45 56,6 48,00% 12,5 28,39 30,13% 7,54 18,79 43,19% 15,68 47,63 49,99% 7,89 23,6 40,21% 10,76 34,77 53,21% 16,89 50,24 47,39% 14,36 41,28

Werkend* 7,97% 86,03 55,64 15,64% 90,2 81,38 8,92% 85,55 43,4 17,30% 87,5 71,61 10,62% 92,46 81,21 8,83% 84,32 52,37 13,85% 92,11 76,4 9,09% 89,24 65,23 10,71% 83,11 49,76 11,30% 85,64 58,72

Geslacht gezinshoofd M V 11,20% 72,58 65,96 17,72% 85,19 87,04 14,45% 63,49 52,18 20,86% 74,69 73,71 11,86% 69,79 68,5 12,05% 71,15 60,32 15,41% 81,19 74,92 12,33% 51,01 50,57 14,94% 62,11 51,9 15,06% 67,88 62

Opleidingsniveau gezinshoofd <= 2 3-4 5-7

15,30% 27,42 34,04 15,17% 14,81 12,96 23,02% 36,51 47,82 21,96% 25,31 26,29 12,60% 30,21 31,5 19,56% 28,85 39,68 22,28% 18,81 25,08 12,55% 48,99 49,43 22,70% 37,89 48,1 19,50% 32,12 38

14,24% 12,75 14,74 27,41% 42,27 66,82 28,81% 39,26 64,35 29,90% 49,9 70,58 24,70% 32,28 65,97 20,99% 23,49 34,68 18,90% 71,9 81,35 13,59% 13,2 14,42 32,35% 20,47 37,02 25,98% 25,31 39,88

11,46% 46,34 43,11 12,04% 35,64 24,75 11,63% 30,35 20,07 14,73% 37,16 25,9 7,62% 42,29 26,67 14,66% 42,34 43,64 10,91% 13,53 8,83 11,53% 53,95 49,99 17,43% 38,52 37,55 15,18% 42,01 38,68

12,69% 40,91 42,15 6,62% 22,09 8,43 9,01% 30,39 15,58 5,76% 12,94 3,52 3,50% 25,43 7,36 9,02% 34,17 21,68 11,26% 14,57 9,82 13,48% 32,84 35,59 11,09% 41,01 25,43 10,82% 32,69 21,44

Leeftijd gezinshoofd 18-29 30-49 50-64 17,15% 13,13 18,28 21,29% 6,2 7,62 21,45% 7,57 9,23 30,70% 5,68 8,26 25,01% 7,16 14,81 30,08% 9,88 20,91 12,38% 6,46 4,79 27,63% 14,99 33,3 29,54% 10,54 17,41 25,34% 9,45 14,52

* een gezin wordt als werkend beschouwd wanneer min. 1 gezinslid tijdens de referentieperiode â€˜werkendâ€™ als voornaamste activiteitsstatus opgaf.

Bron: EU-SILC, 2006. 13

11,34% 58,6 53,92 16,28% 58,17 54,6 16,87% 59,35 56,96 22,34% 59,84 63,24 12,69% 62,93 66,08 14,08% 61,9 61,29 16,51% 60,3 59,58 11,49% 58,06 53,64 15,95% 59,88 53,4 15,63% 60,49 57,35

12,12% 28,26 27,8 18,39% 35,63 37,78 17,97% 33,08 33,81 17,47% 34,48 28,5 7,72% 29,91 19,11 8,97% 28,21 17,8 17,91% 33,23 35,63 6,03% 26,95 13,06 17,65% 29,58 29,19 15,43% 30,07 28,13

Profielschets werkende armen: analyse van SILC data

In dit hoofdstuk brengen we armoede onder werkenden in Vlaanderen in kaart.

3.1 Data, definities en meting Voorafgaandelijk aan onze analyses staan we even stil bij de data waarop de analyses worden uitgevoerd en bij een aantal definities van armoede en werk. We baseren ons hier op de meest gangbare definities en meetwijzen (zie bv Andress en Lohmann, 2008; Atkinson et al. 2002).

3.1.1 Data: EU-SILC Voor de empirische analyses maken we gebruik van de gegevens van de European Union Survey on Income and Living Conditions (EU-SILC). De EU-SILC is een bevraging bij een representatieve steekproef van de gezinnen in België en de andere landen van de Europese Unie naar inkomens en levensomstandigheden. In België wordt deze bevraging georganiseerd door de FOD Economie, KMO, Middenstand en Energie (Algemene Directie Statistiek en Economische Informatie) (het vroegere Nationaal Instituut voor de Statistiek) 2. De enquête is opgezet als een roterend panel. Dit betekent dat bij elke nieuwe bevraging drie vierde terug bevraagd wordt en één vierde nieuwe gezinnen worden opgenomen in de steekproef. Op het tijdstip van de analyse zijn de gegevens voor drie jaar beschikbaar, namelijk 2004, 2005 en 2006. De inkomensdata hebben telkens betrekking op het jaar voorafgaand aan de bevraging.

3.1.2 Definitie en meting van armoede Er is geen algemeen aanvaarde definitie van armoede, wat nauw samen hangt met het normatieve aspect van het concept. Orshansky (1969) stelt “Poverty, like beauty, lies in the eye of the beholder. Poverty is a value judgment […] The concept has to be limited by the purpose which is to be served by the definition. There is no particular reason to count the poor unless you are going to do something about them.” Armoede kan gedefinieerd worden als een absoluut of een relatief concept. Rowntree (1901) legde bijvoorbeeld een armoedelijn vast op basis van minimale behoeften, terwijl het concept van Townsend (1979) duidelijk relatief is: “the absence or inadequacy of those diets, amenities, standards, services and activities which are common or customary in society”. Voor een meer gedetailleerde bespreking van het concept armoede verwijzen we naar bv. Atkinson et al. (2002). Onze benadering sluit nauw aan bij degene die daarin wordt voorgesteld.

Voor meer informatie release_03062005_nl.pdf

zie

bv.

http://mineco.fgov.be/press_releases/press_releases_pdf/Press_

We vertrekken van de methode om armoede te meten die tegenwoordig de standaard is in de Europese Unie (zie bv. Atkinson et al., 2002), namelijk iemand is arm als hij in een huishouden woont waarvan het equivalent gezinsinkomen lager is dan 60% van de mediaan. Dit noemt men de ‘head count’. We vullen dit aan met andere maatstaven, om de sensitiviteit voor de keuze van maatstaf te toetsen. Dit laat ons ook toe om enigszins zicht te bieden op de veelzijdigheid van de armoedeproblematiek. We doen dit aan de hand van volgende dimensies: - Armoedekloof: hoe sterk bevinden de armen zich onder de armoedelijn? Hiervoor maken we gebruik van de Foster-Greer-Thorbecke maatstaven (zie verder); - Tijdsdimensie: hoe is financiële armoede geëvolueerd over de drie jaren waarover we data hebben (2004-2006)? - Alternatieve armoedelijnen: de keuze voor 60% van het mediaan inkomen is arbitrair. Daarom geven we ook de armoedepercentages voor andere armoedelijnen die zich boven en onder de 60%-norm bevinden. - Materiële deprivatie: tenslotte vullen we de financiële armoede aan met indicatoren van materiële deprivatie. Om de welvaartsniveaus van gezinnen met uiteenlopende samenstelling onderling te vergelijken worden equivalentiefactoren gebruikt die het totaal gezinsinkomen omzetten in een gestandaardiseerd (of equivalent) inkomen, d.w.z. rekening houdend met het aantal gezinsleden en schaalvoordelen in de consumptie. De gebruikte equivalentiefactoren zijn 1 voor de eerste volwassene; voor elke bijkomende volwassene in het gezin wordt daar een equivalentiefactor 0,5 aan toegevoegd, en voor elk kind 0,3. Dit is de zgn. aangepaste OESOschaal. In de verdelingsanalyses worden deze equivalente inkomens gewogen voor het aantal personen in het huishouden.

3.1.3 Definitie werkenden We vergelijken de armoedesituatie onder werkenden met die onder niet-werkenden. We hanteren daarvoor verschillende definities van ‘werkende’. In eerste instantie maken we een onderscheid tussen werknemers, zelfstandigen en niet-werkenden. Een werknemer wordt gedefinieerd als degene die een inkomen heeft uit loonarbeid (op basis van de variabele PY010 in SILC), een zelfstandige is iemand met een inkomen uit zelfstandige arbeid (op basis van de variabele PY050 in SILC) en een niet-werkende heeft geen inkomen uit een van deze beide bronnen. Indien iemand zowel inkomen uit loonarbeid als uit zelfstandige arbeid heeft, dan wordt de grootste bron genomen om iemand als werknemer of zelfstandige te beschouwen. We benadrukken hier dat de resultaten voor zelfstandigen eerder indicatief zijn gegeven de moeilijkheden bij het correct meten van inkomens uit zelfstandige arbeid. Bij werknemers wordt een verdere indeling gemaakt tussen voltijdse en deeltijdse werknemers (op basis van de variabele PL030 in SILC). Bij voltijdse werknemers wordt ook de groep die het hele jaar voltijds werkt apart beschouwd, dit noemen we de VJVTwerkenden (Volledig Jaar VolTijds). Deze groep blijkt echter in grote mate overeen te stemmen met de voltijds werkenden, d.w.z. wie voltijds werkt doet in ongeveer 95% van de gevallen gedurende het hele jaar.

We gaan ook na wat de band is tussen armoede onder werkenden en tewerkstelling tegen een laag loon. Hiervoor hanteren we verschillende definities van lage loon tewerkstelling (zie verder). De analyses worden in eerste instantie uitgevoerd voor de bevolking op actieve leeftijd (tussen 16 en 64 jaar). Daarnaast wordt ook aandacht besteed aan kinderarmoede en het verband met tewerkstelling in het gezin.

3.2 Armoede onder werkenden in Vlaanderen

3.2.1 Vlaanderen in een Belgische context Algemeen bevindt in Vlaanderen een lagere proportie van de bevolking op actieve leeftijd zich onder de armoedegrens (gemeten als 60% van het equivalent mediaan inkomen in België) dan in België en de beide andere gewesten afzonderlijk (zie Tabel 5). In België als geheel is 12,5% van de bevolking financieel arm, tegen bijna 9% in Vlaanderen. Dit hogere cijfer wordt aangedreven door de hogere armoede in Wallonië en zeker in Brussel. Significantietoetsen wijzen uit dat deze verschillen tussen de landsdelen significant zijn 3. Tabel 5.

Armoede onder individuen op actieve leeftijd (16-64j), België en gewesten 2006. alle

Werknemer

Wn VJVT

Zelfstandige

Geen

individuen

(Wn)

voltijds

deeltijds

Belgie

12,5%

3,5%

2,5%

3,7%

1,5%

14,5%

26,2%

werk

Vlaanderen

8,8%

2,5%

1,7%

3,1%

1,2%

14,6%

19,1%

Wallonie

15,3%

3,7%

2,5%

3,6%

1,4%

14,7%

30,4%

Brussel

24,7%

9,7%

7,9%

10,4%

3,8%

13,5%

45,4%

Bron: SILC, 2006.

De situatie onder werkenden is echter anders: het armoederisico onder werknemers is enigszins lager in Vlaanderen dan in Wallonië, maar de betrouwbaarheidsintervallen overlappen mekaar. Dit is het geval voor de verschillende categorieën werknemers: voltijds, deeltijds, heel jaar voltijds, alsook voor de zelfstandigen. De verschillen met Brussel zijn daarentegen wel significant (met uitzondering voor de zelfstandigen). De grote verschillen in armoedecijfers tussen gewesten situeren zich hoofdzakelijk bij de mensen zonder werk: in alle landsdelen is hun armoederisico substantieel hoger dan onder werkenden, en dit is vooral uitgesproken in Wallonië en Brussel.

Betrouwbaarheidsintervallen werden berekend, maar niet opgenomen om tekst en tabellen niet te verzwaren.

3.2.2 Evolutie werkende armen in Vlaanderen Op basis van de SILC-data kunnen we de evolutie over drie jaren bekijken inzake armoederisico onder werkenden (zie onderstaande grafiek). Globaal blijft het armoederisico vrij stabiel in Vlaanderen over deze korte periode: we zien een niet-significante daling van 9,3% naar 8,8% voor alle individuen op actieve leeftijd. Een gelijkaardig patroon zien we onder werknemers (algemeen en verschillende categorieĂŤn). In de drie jaren is het armoederisico onder niet-werkenden telkens duidelijk hoger dan ten opzichte van werkende individuen, en dan vooral werknemers. Voor zelfstandigen ligt het armoederisico onder dat van individuen zonder werk, maar toch ook duidelijk hoger dan dat van werknemers. De betrouwbaarheidsintervallen van de verschillende categorieĂŤn (ook voor zelfstandigen) overlappen elkaar voor de verschillende meetmomenten (wat betekent dat bv. de stijging in armoede-incidentie onder zelfstandigen vermoedelijk niet significant is). Grafiek 3.

Armoederisico in Vlaanderen 2004-2006 voor werkenden en nietwerkenden, bevolking op actieve leeftijd.

25.0%

20.0%

15.0%

10.0%

5.0%

0.0% Vlaanderen 2004 alle indiv Wn deeltijds Geen werk

Vlaanderen 2005 Werknemer Wn 12maanden voltijds

Vlaanderen 2006 Wn voltijds Zelfstandige

3.2.3 Sensitiviteit voor verschillen in armoedelijn Hoe gevoelig is het armoedepatroon voor de keuze van de armoedelijn? Onderstaande grafiek toont het armoederisico voor verschillende armoedelijnen, namelijk 40%, 50%, 60% en 70% van het mediaan equivalent inkomen. Het grote patroon blijft duidelijk overeind: werknemers, en dan vooral voltijdse, hebben een duidelijk lager armoederisico dan wie niet werkt.

Grafiek 4.

Armoederisico van werkenden en niet-werkenden volgens verschillende armoedelijnen (40%, 50%, 60% en 70% van mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen, 2006.

35.0% 30.0% 25.0% 20.0% 15.0% 10.0% 5.0% 0.0% alle indiv

Werknemer

Wn voltijds

40% mediaan

Wn deeltijds

50% mediaan

Wn 12maanden voltijds

60% mediaan

Zelfstandige

Geen werk

70% mediaan

Opmerkelijk is de grote variatie bij niet-werkenden naargelang de gebruikte armoedelijn: deze varieert van 4% (40% armoedelijn) tot 30% (70% armoedelijn). Dit wijst erop dat een groot aandeel van de armen zich rond de diverse armoedelijnen bevindt en dat er een grote spreiding is aan de onderkant van de verdeling. Bij werknemers daarentegen liggen de armoedepercentages voor de verschillende armoedelijnen veel dichter bij elkaar. Een andere manier om financiële armoede te meten is te kijken naar de armoedekloof en de intensiteit van de armoedekloof. Dit wordt conceptueel samengevat met behulp van de zogenaamde FGT-maatstaven, die voorgesteld werden door Foster, Greer & Thorbecke (1984). Het gaat om een geparametriseerde klasse van armoede maatstaven, samengevat in de volgende formule: 1 q z − yi α met ) FGT (α ) = Pα ( y; z ) = ∑ ( n i =1 z y = ( y1 , y 2 ,... y n ) inkomen z = armoede lijn n = aantal inkomens eenheden q = aantal armen De parameter α is een maatstaf voor gevoeligheid van de intensiteit van armoede: hoe hoger α hoe meer nadruk men legt op de armen. De maatstaf FGT(0) is niets anders dan de welbekende “head count”. FGT(1) geeft de armoedekloof (“average normalised poverty gap”), namelijk met hoeveel bevinden de armen zich onder de armoedelijn. De FGT(2) tenslotte geeft de intensiteit van de armoedekloof weer (“average squared normalized poverty gap”).

Tabel 6.

Armoede onder individuen op actieve leeftijd (16-64j), FGT armoede maten, Vlaanderen 2006. alle

Werknemer

Zelfstandige

Geen

individuen

(Wn)

voltijds

deeltijds

VJVT

FGT0

0,0885

0,0253

0,0165

0,0310

0,0116

0,1459

0,1909

FGT1

0,0243

0,0041

0,0023

0,0057

0,0015

0,0816

0,0483

FGT2

0,0331

0,0014

0,0007

0,0020

0,0007

0,2018

0,0527

werk

Bron: SILC, 2006

De resultaten op basis van de FGT-maatstaven bevestigen het patroon dat we hierboven observeerden. Voltijdse tewerkstelling is de beste bescherming tegen armoede. Zelfstandigen en niet-werkenden lopen een substantieel groter risico op financiële armoede.

3.3 Kenmerken van werkende armen Werkende armen wordt vaak geassocieerd met lage loon tewerkstelling. We gaan na in welke mate deze associatie correct is. Daarnaast presenteren we een aantal socio-demografische kenmerken van werkende armen.

3.3.1 Werkende armen en lage loon tewerkstelling We definiëren lage loon tewerkstelling op verschillende manieren. Volgens een eerste definitie is een loon relatief laag als het minder is dan 67% van het mediaan loon; dit sluit aan bij de internationale literatuur (zie bv. Andress & Lohmann, 2008). We verfijnen deze definitie op twee manieren. We beschouwen zowel bruto als netto lonen. Daarnaast nemen we enerzijds alle werknemers en anderzijds de groep voltijdse werknemers gedurende het hele jaar om de effecten van deeltijdse arbeid uit te zuiveren. Tabel 7.

Frequentie van tewerkstelling aan een laag loon en verband met armoede, België en gewesten 2006. % van werknemers

% armen

België

Vla

Wall

Bru

België

Vla

Wall

Bru

- Laag loon = 2/3 van mediaan netto loon

18,5

17,6

19,6

21,5

13,4

9,3

14,5

32,4

- Laag loon = 2/3 van mediaan bruto loon

22,1

20,9

23,7

24,7

12,0

8,3

12,4

31,9

- Laag loon = 2/3 van mediaan netto loon

3,4

3,2

3,6

3,8

6,8

5,6

10,7

- Laag loon = 2/3 van mediaan bruto loon

6,7

7,1

7,2

6,3

6,4

15,5

Alle werknemers.

VJVT werknemers

Bron: SILC, 2006.

Volgens de algemene definitie is 18,5% van alle werknemers een laagbetaalde werknemer (zie Tabel 7); volgens de strengere VJVT-definitie bedraagt dit aantal slechts 3,4%. We hebben ook het aantal laagbetaalde werknemers geanalyseerd op basis van het brutoloon, in plaats het nettoloon. Dit levert meer laagbetaalde werknemers op, vooral bij VJVTwerknemers. De progressieve aanslagvoet bij de personenbelastingen (en in mindere mate ook de sociale zekerheidsbijdragen) verminderen de ongelijkheid en beperken de loonspreiding (zie ook Verbist, 2004). Bijgevolg vindt men meer lage lonen als we ons baseren op de brutolonen. Er bestaan grote socio-economische verschillen tussen Vlaanderen en Wallonië: de tewerkstellingscijfers in Vlaanderen liggen beduidend hoger (65% in vergelijking met 56% in Wallonië in 2006). Bijgevolg valt te verwachten dat er een andere loonstructuur te vinden is, alsook een verschillend aantal laagbetaalde werknemers. Het verschil blijkt echter relatief klein te zijn: op basis van de algemene definitie bedraagt het aandeel van de laagbetaalde werknemers ongeveer 17,6% in Vlaanderen en 19,6% in Wallonië. Het verschil is gelijkaardig als we de VJVT-definitie hanteren, met weer een lager aandeel in Vlaanderen (3,2% in vergelijking met 3,6% in Wallonië). Het grootste aandeel laagbetaalde jobs vindt men in Brussel. We kunnen dus stellen dat er slechts een beperkt verband is tussen lage loon tewerkstelling en armoede onder werkenden (zie Tabel 7). Hoe komt dit? De sleutel tot deze ogenschijnlijke paradox ligt in het feit dat een laagbetaalde job zelden aanleiding geeft tot armoede. Zoals we al eerder aantoonden (Marx en Verbist, 1998; Nolan en Marx, 2001) leeft slecht een kleine minderheid van de mensen die een laagbetaalde job hebben in financiële armoede. In de meeste Europese landen leeft in de orde van 5 à 10 procent van de laagbetaalden in een arm gezin. De verklaring hiervoor is eenvoudig: de meeste mensen met een laagbetaalde job leven in een gezin met meerdere inkomens. De meeste laagbetaalde werknemers zijn vrouwen en jongeren. Meestal zijn ze niet de belangrijkste kostwinner in het gezin. Dat gezegd zijnde, de minderheid van mensen die een laagbetaalde job hebben en toch voornaamste kostwinner zijn leven doorgaans wél in armoede en niet zelden in diepe armoede. Dat gaat soms om alleenstaanden, en vooral om alleenstaande ouders. De grootste groep, in de meeste landen toch, bestaat echter uit koppels met kinderen waar er maar één kostwinner is. Dit werken we verder uit in de volgende secties.

3.3.2 Socio-demografische kenmerken van werkende armen in Vlaanderen Om het profiel van werkende armen duidelijker te schetsen presenteren we een aantal sociodemografische kenmerken van werkende armen in Vlaanderen, zoals geslacht, leeftijdscategorie, onderwijsniveau en gezinssamenstelling. Tabel 8.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j), armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006. alle

Werknemer

individuen

(Wn)

voltijds

deeltijds

voltijds

Zelfstandige

Geen werk

heel jaar % armen man

8,2

2,2

1,5

5,5

1,2

17,3

19,4

vrouw

9,6

2,9

2,0

2,6

1,1

8,0

18,9

Aandeel in arme populatie man

46,6

47,6

59,2

29,1

68,7

84,3

39,8

vrouw

53,4

52,5

40,8

70,9

31,3

15,7

60,2

Proportie onder armen/proportie populatie man

0,92

0,88

0,89

1,78

1,02

1,18

1,02

vrouw

1,08

1,15

1,23

0,85

0,95

0,55

0,99

Bron: SILC, 2006.

Wat betreft geslacht blijkt dat het armoederisico in het algemeen groter is onder vrouwen dan onder mannen. Dit geldt ook voor werknemers, en in het bijzonder voltijds werknemers. Deeltijdse mannelijke werknemers hebben echter een groter armoederisico dan hun vrouwelijke tegenhangers. Ook hier speelt de gezinscontext weer een rol: de vrouwelijke deeltijdse arbeid zorgt in vele gevallen voor een extra inkomen naast het voltijdse inkomen van de man. We zien dan ook dat mannen oververtegenwoordigd zijn onder de populatie armen als het deeltijdse werknemers betreft, terwijl voor de categorieën (voltijdse) werknemers vrouwen oververtegenwoordigd zijn. Inzake leeftijd treffen we het grootste armoederisico aan bij de jongste en de oudere categorieën. Bij jongeren is dit vooral het geval bij voltijdse werknemers: zij hebben nog geen anciënniteit opgebouwd en veelal een laag loon. Bij de oudsten is dit vooral het geval bij zelfstandigen. Opmerkelijk is dat de oudste groep onder de werknemers een eerder laag armoederisico hebben (bij voltijdse werknemers zelfs minder dan 1%). Hier speelt het omgekeerde als bij de jongeren: oudere werknemers hebben door de anciënniteitsopbouw hogere lonen. Ook zijn in veel gevallen bij deze groep de kinderen economisch zelfstandig, wat betekent dat behoeften (zoals gemeten met de equivalentieschaal) lager zijn. Het is de groep tussen 45 en 54 jaar die onder werknemers een hoger armoederisico heeft dan gemiddeld, en bijgevolg oververtegenwoordigd is in de groep armen. Bij niet-werkenden hebben vooral de middelste leeftijdscategorieën een hoger dan gemiddeld armoederisico. 21

Jongeren die van een uitkering leven hebben een risico dat lager ligt dan dat van de gemiddelde uitkeringstrekker, vermoedelijk omdat zij in dat geval veelal in een gezin wonen waar andere inkomens aanwezig zijn (vb. van de ouders). Bij de oudste groep gaat het veelal om jong-gepensioneerden, met een nog relatief hoge vervangingsratio. Niettemin, de armoedecijfers van de niet-werkenden liggen voor elke leeftijdsgroep boven het algemeen gemiddelde. Tabel 9.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j), armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006. alle individuen

Werknemer (Wn)

Wn voltijds

Wn deeltijds

Wn voltijds heel jaar

Zelfstandige

Geen werk

<25 jaar

12,2

4,8

4,2

3,3

1,8

14,6

15,3

25-34 jaar

4,1

2,0

0,7

4,5

0,5

11,1

22,4

35-44 jaar

7,7

2,2

1,8

1,4

14,0

35,3

45-54 jaar

8,7

3,2

2,3

4,4

1,9

13,7

22,0

55-64 jaar

12,3

1,4

0,5

1,9

0,0

19,8

17,0

% armen

Aandeel in arme populatie <25 jaar

22,9

15,8

18,3

4,2

8,6

1,7

28,4

25-34 jaar

8,8

21,3

13,4

24,8

13,2

11,6

5,3

35-44 jaar

19,6

25,8

32,3

14,2

37,9

28,6

16,5

45-54 jaar

22,6

31,9

34,0

48,8

40,4

31,8

18,8

55-64 jaar

26,1

5,3

2,1

8,0

0,0

26,3

31,1

Aandeel in armen/proportie populatie <25 jaar

1,37

1,90

2,54

1,07

1,56

1,00

0,80

25-34 jaar

0,47

0,78

0,43

1,43

0,43

0,76

1,17

35-44 jaar

0,87

0,88

1,07

0,45

1,22

0,96

1,85

45-54 jaar

0,98

1,26

1,38

1,42

1,62

0,94

1,15

55-64 jaar

1,39

0,53

0,30

0,61

0,00

1,36

0,89

Bron: SILC, 2006.

De twee onderstaande tabellen splitsen de leeftijdscategorieĂŤn op naar geslacht.

Tabel 10.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j), armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006, enkel mannen. alle individuen

Werknemer (Wn)

Wn voltijds

Wn deeltijds

Wn voltijds heel jaar

Zelfstandige

Geen werk

<25 jaar

13,3

4,1

11,5

3,0

22,6

17,2

25-34 jaar

3,2

1,5

0,6

6,2

0,6

18,1

13,1

35-44 jaar

5,7

2,0

1,3

0,0

1,1

15,4

40,5

45-54 jaar

8,1

3,1

2,2

7,7

1,9

17,1

27,5

55-64 jaar

11,5

1,2

0,6

2,8

0,0

19,5

18,0

27,6

14,7

17,9

14,3

12,5

2,0

40,7

25-34 jaar

7,2

17,1

11,2

9,6

14,4

13,8

2,0

35-44 jaar

15,9

25,9

27,8

0,0

30,6

27,7

8,6

45-54 jaar

23,0

35,9

39,6

61,8

42,5

33,8

15,3

55-64 jaar

26,4

6,4

3,5

14,3

0,0

22,8

33,5

% armen

Aandeel in arme populatie <25 jaar

Proportie armen/proportie populatie <25 jaar

1,63

1,84

2,78

2,09

2,53

1,31

0,88

25-34 jaar

0,39

0,67

0,41

1,13

0,53

1,05

0,67

35-44 jaar

0,69

0,90

0,87

0,00

0,94

0,89

2,08

45-54 jaar

1,00

1,38

1,52

1,39

1,63

0,99

1,41

55-64 jaar

1.40

0.55

0.43

0.50

0.00

1.13

0.93

Bron: SILC, 2006.

Tabel 11.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j), armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006, enkel vrouwen. alle individuen

Werknemer (Wn)

Wn voltijds

Wn deeltijds

Wn voltijds heel jaar

Zelfstandige

Geen werk

<25 jaar

11,0

5,6

4,4

0,0

13,3

25-34 jaar

5,0

2,5

0,9

4,3

0,3

0,0

25,5

35-44 jaar

9,8

2,5

3,0

1,5

2,1

9,8

34,1

45-54 jaar

9,2

3,3

2,4

3,5

1,7

5,2

20,0

55-64 jaar

13,1

1,6

0,0

1,4

0,0

20,6

16,4

% armen

Aandeel in arme populatie <25 jaar

18,9

16,7

18,9

0,0

20,2

25-34 jaar

10,2

25,0

16,5

31,1

10,4

0,0

7,5

35-44 jaar

22,8

25,6

38,8

20,1

53,8

33,1

21,7

45-54 jaar

22,3

28,3

25,8

43,4

35,8

21,4

21,1

55-64 jaar

25,9

4,3

0,0

5,5

0,0

45,5

29,5

Proportie armen/proportie populatie <25 jaar

1,15

1,92

2,16

0,00

0,71

25-34 jaar

0,53

0,85

0,43

1,63

0,28

0,00

1,35

35-44 jaar

1,02

0,87

1,46

0,57

1,91

1,23

1,81

45-54 jaar

0,97

1,15

1,20

1,34

1,57

0,65

1,06

55-64 jaar

1,37

0,55

0,00

0,54

0,00

2,58

0,87

Bron: SILC, 2006.

Het onderwijsniveau is een belangrijke factor bij het niveau van armoederisico. Iemand met een diploma van lager secundair of lager onderwijs heeft een relatief hoog risico op armoede. Deze groep is duidelijk oververtegenwoordigd in de populatie armen. Wie daarentegen een diploma hoger onderwijs heeft, is merkelijk beter beschermd tegen financiĂŤle armoede. Uitzonderingen hierop zijn zelfstandigen en niet-werkenden (met armoedecijfers van 12.2% respectievelijk 13,4%). Tabel 12.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j) volgens onderwijsniveau, armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006. alle

Werknemer

individuen

(Wn)

voltijds

deeltijds

voltijds

Zelfstandige

Geen werk

heel jaar % armen Lager onderwijs

16,9

6,3

3,9

9,9

2,3

16,6

23,6

Lager secundair

9,9

4,9

4,8

4,0

4,6

16,5

14,5

Hoger secundair

8,6

2,1

1,3

2,4

0,9

18,1

18,7

Tertiair

4,2

1,1

0,8

1,6

0,4

12,2

13,4

Aandeel in arme populatie Lager onderwijs

16,8

12,7

9,4

22,1

7,4

5,0

20,4

Lager secundair

18,2

24,3

28,0

19,4

39,5

12,7

17,7

Hoger secundair

41,1

33,5

26,1

35,8

25,7

42,9

42,7

Tertiair

18,9

20,9

22,6

22,7

15,1

37,7

14,3

Proportie armen/proportie populatie Lager onderwijs

2,15

2,75

2,34

3,72

1,93

1,14

1,33

Lager secundair

1,26

2,14

2,85

1,50

3,86

1,13

0,82

Hoger secundair

1,10

0,92

0,74

0,92

0,73

1,24

1,06

Tertiair

0,53

0,49

0,50

0,59

0,33

0,84

0,76

Bron: SILC, 2006.

Zoals we reeds aanhaalden is de gezinssamenstelling een cruciale factor in het verhaal over de relatie tussen werk en armoede. We onderscheiden alleenstaanden, koppels en anderen, telkens met en zonder kinderen 4. In het algemeen behoren alleenstaanden en eenoudergezinnen tot de risicogroepen. Als we enkel kijken naar de groep werknemers, dan zijn vooral eenoudergezinnen en gezinnen met drie of meer kinderen relatief meer kwetsbaar. Eenoudergezinnen behoren in alle categorieĂŤn werkenden tot de kwetsbare groepen (met uitzondering van de zelfstandigen omdat we in deze categorie geen eenouders aantreffen). Voor koppels met minstens drie kinderen is het probleem het grootst in geval van deeltijdarbeid en bij zelfstandigen. Een gelijkaardig patroon zien we bij de alleenstaanden. Ongeveer de helft van de werkende armen leeft in een gezin waarin ook kinderen aanwezig zijn. We gaan verder nader in op de armoede onder kinderen.

Voor deze gezinstypologie wordt een kind gedefinieerd als iemand die jonger is dan 18, of tussen 18 en 25 en student.

Tabel 13.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j) volgens gezinstype, armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006. alle

Werknemer

individuen

(Wn)

voltijds

deeltijds

voltijds

Zelfstandige

Geen werk

heel jaar % armen Alleenstaande

14,6

2,8

0,8

4,6

0,3

20,5

39,1

Eenoudergezin

23,0

14,4

10,1

12,6

5,0

0,0

31,7

Koppel 0 kinderen

8,6

1,4

1,2

0,5

0,7

12,5

18,0

Koppel 1 kind

5,0

0,6

0,9

0,3

20,9

15,7

Koppel 2 kinderen

4,6

1,9

1,3

2,2

1,1

9,5

10,5

Koppel 3 en+ kinderen

9,3

4,2

2,2

6,2

1,3

15,8

16,1

Andere 0 kinderen

7,8

2,8

1,6

5,3

1,7

20,2

15,0

Andere met kinderen

10,4

4,0

4,2

2,9

3,6

8,0

17,9

Alleenstaande

17,8

12,4

5,6

12,8

3,3

19,0

18,9

Eenoudergezin

9,8

17,4

14,9

15,2

10,0

0,0

9,7

Koppel 0 kinderen

24,6

12,3

17,0

3,4

13,2

19,9

28,3

Koppel 1 kind

6,9

3,5

5,5

3,7

4,7

15,3

6,3

Koppel 2 kinderen

8,1

12,7

13,0

15,5

16,4

11,3

6,4

Koppel 3 en+ kinderen

8,1

12,0

8,3

18,3

7,4

10,4

6,8

Andere 0 kinderen

12,9

17,2

14,9

24,4

22,2

17,4

11,1

Andere met kinderen

11,8

12,5

20,8

7,0

22,9

6,7

12,5

Aandeel in arme populatie

Proportie armen/proportie populatie Alleenstaande

1,65

1,10

0,46

1,47

0,27

1,41

2,05

Eenoudergezin

2,59

5,69

6,14

4,06

4,28

0,00

1,66

Koppel 0 kinderen

0,97

0,54

0,74

0,15

0,56

0,86

0,94

Koppel 1 kind

0,57

0,23

0,34

0,28

0,30

1,44

0,82

Koppel 2 kinderen

0,52

0,73

0,79

0,71

0,97

0,65

0,55

Koppel 3 en+ kinderen

1,05

1,64

1,32

1,98

1,11

1,08

0,84

Andere 0 kinderen

0,88

1,12

0,96

1,71

1,43

1,39

0,78

Andere met kinderen

1,17

1,56

2,57

0,92

3,09

0,54

0,94

Bron: SILC, 2006.

Ook belangrijk is het aantal verdieners in het gezin. De hoogste armoederisico’s treffen we aan bij gezinnen waar geen arbeidsinkomen is. De aanwezigheid van één arbeidsinkomen, vermindert de kans op armoede aanzienlijk. Werknemers die deeltijds werken in een gezin met één arbeidsinkomen zijn echter oververtegenwoordigd in de populatie armen. De aanwezigheid van twee arbeidsinkomens is duidelijk de beste garantie voor financiële bestaanszekerheid.

Tabel 14.

Armoedepercentage onder individuen op actieve leeftijd (16-64j) volgens gezinstype, armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006. alle

Werknemer

individuen

(Wn)

voltijds

deeltijds

voltijds

Zelfstandige

Geen werk

heel jaar % armen geen arbeidsinkomen - alleenstaande /

42,6

28,2

7,0

4,9

2,0

7,0

1,1

19,5

11,8

- koppel

11,0

6,3

5,8

3,3

3,7

29,3

12,2

tweeverdiener

1,6

0,8

0,3

1,7

0,2

8,9

2,2

andere

8,9

3,5

2,7

4,4

2,3

14,1

16,4

18,9

26,7

22,1

31,2

8,3

27,2

17,6

27,9

13,3

19,0

1,9

18,5

24,9

34,8

9,0

31,6

28,6

15,2

tweeverdiener

7,2

15,7

9,1

31,7

10,0

28,4

1,4

andere

25,1

32,2

38,6

31,4

45,1

24,1

23,6

4,81

2,23

3,19

1,48

0,79

1,93

1,22

2,27

0,94

1,34

0,62

- koppel

1,24

2,47

3,52

1,07

3,21

2,01

0,64

tweeverdiener

0,18

0,30

0,17

0,55

0,19

0,61

0,11

andere

1,01

1,37

1,62

1,43

1,96

0,97

0,86

eenouder - koppel eenverdiener - alleenstaande / eenouder

Aandeel in arme populatie geen arbeidsinkomen - alleenstaande / eenouder - koppel eenverdiener - alleenstaande / eenouder - koppel

Proportie armen/proportie populatie geen arbeidsinkomen - alleenstaande / eenouder - koppel eenverdiener - alleenstaande / eenouder

Bron: SILC, 2006.

Gezinnen met kinderen vormen een groot aandeel in de populatie werkende armen. Daarom kijken we ook naar armoede onder kinderen jonger dan 16 jaar. Het armoederisico van kinderen is bijzonder hoog als zij leven in een gezin zonder arbeidsinkomen. Ongeveer de helft van de kinderen in een eenoudergezin en meer dan 80% van de kinderen die wonen bij twee volwassenen zonder arbeidsinkomen, zijn arm. Het gaat om ongeveer 30% van alle arme kinderen. Deze twee groepen zijn dan ook zeer sterk oververtegenwoordigd in de populatie arme kinderen. Daarnaast treffen we toch ook onder kinderen die leven in een gezin met één arbeidsinkomen een relatief hoog armoederisico aan (15%); zij vormen één derde van de groep arme kinderen, en zijn daarmee relatief oververtegenwoordigd. Tabel 15.

Armoedepercentage onder kinderen (-16j) volgens gezinstype en aantal arbeidsinkomens, armoedelijn 60% mediaan equivalent inkomen, Vlaanderen 2006.

Kinderarmoede

% arme kinderen

als % van alle arme kinderen

proportie kinderen in dit gezinstype

proportie armen/proportie populatie

- eenouder

50,4

11,1

2,1

5,3

- koppel

83,1

18,4

2,1

8,7

- eenouder

15,4

10,2

6,3

1,6

- koppel

15,3

23,8

14,9

1,6

tweeverdiener

2,1

14,2

63,4

0,2

andere

19,1

22,3

11,2

2,0

totaal

9,6

100,0

72,9

39,3

5,2

7,6

16,7

42,6

24,4

1,7

2,5

18,1

68,4

0,3

3 en meer

0,0

2,0

0,0

9,6

100,0

geen arbeidsinkomen

eenverdiener

aantal personen met arbeidsinkomen

Kinderen die leven in een gezin waar twee of meer arbeidsinkomens aanwezig zijn hebben met ongeveer 2% een zeer laag armoederisico, wat weerom illustreert dat twee (of meer) arbeidsinkomens de beste basis vormen voor financiële bestaanszekerheid. De meerderheid van de kinderen (70%) verkeert in de situatie waar minstens twee arbeidsinkomens aanwezig zijn in het gezin. Bijna een kwart van de kinderen woont in een gezin waar één arbeidsinkomen wordt verdiend, en 5% van de kinderen leeft in een gezin zonder arbeidsinkomen. Deze laatste groep is de meest kwetsbare.

3.4 Indicatoren van materiële deprivatie als complementaire informatie Armoedemeting op basis van het beschikbare inkomen heeft een aantal beperkingen. Inkomen op zich is niet voldoende om een goed beeld te krijgen van de levensomstandigheden van individuen en huishoudens. Levensstandaard wordt immers door meerdere dimensies 27

beïnvloed dan enkel cash inkomen (al dan niet gecorrigeerd voor gezinsgrootte en – samenstelling) (voor een overzicht zie bv. Dewilde, 2008). In de literatuur probeert men hier een antwoord op te vinden door andere dimensies bij de analyse te betrekken, zoals het gebrek aan duurzame goederen, huisvesting, achterstallige betalingen enz. Deze componenten worden gevat onder het begrip ‘materiële deprivatie’: “Material deprivation is defined as the enforced lack of a combination of items depicting material living conditions, such as housing conditions, possession of durables, and capacity to afford basic requirements” (Guio, 2005). Dit levert complementaire informatie op, naast het gebruik van een zuiver financiële benadering van armoede. Uit Europees vergelijkend onderzoek blijkt trouwens dat het gebruik van dergelijke indicatoren van materiële deprivatie een grotere diversiteit in levensstandaard in de EU tonen dan gesuggereerd wordt door inkomensmaatstaven. We passen de benadering toe van Guio (2005), om de financiële armoedegegevens aan te vullen voor werkende armen in Vlaanderen. Daarin worden drie dimensies van relevante levensdomeinen onderscheiden, waarbinnen telkens een aantal items naar voren worden geschoven die een indicator vormen voor materiële deprivatie in het betreffende levensdomein. De items zijn zo gekozen dat ze een gebrek weergeven inzake het gebruikelijk levenspatroon in de samenleving; ook moeten ze internationaal en intertemporeel vergelijkbaar zijn en reageren op veranderingen in levensniveau. Guio (2005) schuift de volgende drie dimensies van materiële deprivatie naar voren als relevant: 1. Economische druk 2. Gebrek aan duurzame goederen 3. Huisvestingsproblemen Elke dimensie wordt geoperationaliseerd op basis van een aantal items: Economische druk (4 items) 1. Achterstallige betalingen (hypothecaire aflossing, huur, nutsrekeningen Zich niet kunnen veroorloven van: 2. één week jaarlijkse vakantie, weg van thuis 3. Maaltijd met vlees/vis elke 2de dag 4. Woning voldoende verwarmen

Gedwongen gebrek aan duurzame goederen (3 items) 1. Kleurentelevisie

Huisvestingsproblemen (4 items)

2. Telefoon

2. Te donkere accommodatie

3. Persoonlijke auto

3. Geen bad/douche in woning

1. Lekkend dak, vocht, rotte vensters/vloer

4. Geen WC voor eigen gebruik

3.4.1 Materiële deprivatie in België en Vlaanderen In onderstaande grafiek vergelijken we de indicatoren van materiële deprivatie in België en Vlaanderen voor alle individuen op actieve leeftijd, voor individuen die wonen in een gezin waar minstens één persoon werkt en individuen in een gezin waar niemand werkt. Algemeen zien we dat materiële deprivatie voor de dimensies ‘economische druk’ en ‘gebrek aan duurzame goederen’ gemiddeld lager is in Vlaanderen dan in België als geheel. Ook is de situatie duidelijk slechter voor wie in een huishouden leeft waar niemand werkt: voor België 28

als geheel rapporteert nog niet de helft van de groep dat ze op geen enkel van de vier items van ‘economische druk’ gedepriveerd zijn, voor Vlaanderen betreft het 69%. Van de Belgen in een niet-werkend gezin is meer dan een vierde op minstens twee items gedepriveerd is; voor Vlaanderen gaat het om ongeveer 15%. Als het individu in een gezin woont waar minstens één persoon werkt, dan zakt dit cijfer tot 10% voor België en 5% voor Vlaanderen. Grafiek 5.

Indicatoren van materiële deprivatie in België en Vlaanderen, individuen op actieve leeftijd (16-64 jaar), 2006

100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 BE

Alle

Wonend in werk hh

Wonend in geen werk hh

VL Alle

Deprivatie in 1 item

Wonend in werk hh

Economische druk Geen deprivatie

Wonend in geen werk hh

Duurzame goederen Deprivatie in 3 items

Deprivatie in 2 items

Deprivatie in 4 items

100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 BE

Alle

Wonend in werk hh

Wonend in geen werk hh

Alle

Econ. druk + duurz. goed. Geen deprivatie

Deprivatie in 1 item

Deprivatie in 2 items

Wonend in werk hh

Wonend in geen werk hh

Woonomstandigheden Deprivatie in 3 items

Depirvatie in 4 en + items

Bron: SILC, 2006.

De dimensie ‘gebrek aan duurzame goederen’ geeft een positiever beeld in de zin dat meer dan 90% van de bevolking hiervoor geen deprivatie rapporteert (met uitzondering van wie woont in een niet-werkend huishouden voor België als geheel). De combinatie van de twee dimensies wordt dan ook vooral gedreven door de resultaten van de dimensie ‘Economische 29

druk’ en veel minder door ‘Gebrek aan duurzame goederen’. De dimensie ‘Woonproblemen’ geeft een gelijkaardig patroon, zij het minder scherp: België als geheel presteert iets minder goed dan Vlaanderen en de gezinsleden van niet-werkende gezinnen zijn iets slechter af dan wie woont in gezin met werk. Deprivatie situeert zich hoofdzakelijk op één item.

3.4.2 Evolutie van materiële deprivatie in Vlaanderen Onderstaande grafiek schetst de evolutie voor Vlaanderen voor 2004 en 2006. Grafiek 6.

Indicatoren van materiële deprivatie in Vlaanderen, individuen op actieve leeftijd (16-64 jaar), 2004-2006.

100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 2004

2006

Alle

2004

2006

Wonend in werk hh

2004

2006

2004

Wonend in geen werk hh

2006

Alle

Deprivatie in 1 item

2006

Wonend in werk hh

Economische druk Geen deprivatie

2004

2006

Wonend in geen werk hh

Duurzame goederen Deprivatie in 2 items

Deprivatie in 3 items

Deprivatie in 4 items

100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 2004

2006

Alle

2004

2006

Wonend in werk hh

2004

2006

2004

Wonend in geen werk hh

Alle

Econ. druk + duurz. goed. Geen deprivatie

Deprivatie in 1 item

2006

2004

2006

Wonend in werk hh

2004

2006

Wonend in geen werk hh

Woonomstandigheden

Deprivatie in 2 items

Bron: SILC, 2006.

Deprivatie in 3 items

Deprivatie in 4 items

Voor de dimensies ‘Economische druk’ en ‘Gebrek aan duurzame goederen’ zien we een verbetering van de situatie in deze relatief korte tijdspanne. Dit geldt voor beide categorieën van de bevolking (en bijgevolg ook voor de totale bevolking op actieve leeftijd). De verbetering voor deze beide dimensies is daarenboven het sterkst voor de individuen die wonen in een gezin waar niemand werkt. De indicator van de woonomstandigheden vertoont nauwelijks een verbetering over deze korte periode.

3.4.3 Materiële deprivatie en financiële armoede in Vlaanderen Ten slotte vergelijken we deze indicatoren van materiële deprivatie met onze resultaten van financiële armoede. In welke mate is er een overlapping tussen beide soorten maatstaven? Eén van de problemen die vaak aangehaald worden bij het gebruik van de indicatoren van materiële deprivatie is dat ze vaak niet dezelfde groepen als arm of gedepriveerd aangeven. Dit blijkt ook uit onze resultaten. Tabel 16.

Materiële deprivatie en armoede in Vlaanderen, individuen op actieve leeftijd (16-64 jaar), 2006. Alle

Deprivatie op minstens 2 items (*) Financieel arm Deprivatie Arm Ja Ja Ja Neen Neen Ja Neen Neen

7,4 9,0

Individu in gezin met werk 5,7 4,0

Individu in gezin zonder werk 16,1 32,6

2,7 4,8 6,1 86,4

1,1 4,6 2,9 91,4

10,5 5,6 21,9 62,0

(*) items ‘economische druk’ + ‘duurzame goederen’ samen. Bron: EU-SILC, 2006.

Globaal leven 7,4% van de individuen in Vlaanderen in een gezin waar twee of meer items van de dimensies ‘Economische druk’ en ‘Duurzame goederen’ samen gedwongen niet aanwezig zijn. 9% van de bevolking op actieve leeftijd leeft in financiële armoede. Deze cijfers liggen niet ontzettend ver uit elkaar. Ook is zowel armoede als deprivatie beduidend lager onder individuen in een gezin met werk dan in een gezin zonder werk. Maar de overlapping tussen beide indicatoren is slechts beperkt: van al wie gedepriveerd is, blijkt de grote meerderheid niet in financiële armoede te verkeren. En omgekeerd: een duidelijke meerderheid van wie financieel arm is, is volgens de materiële indicatoren niet gedepriveerd. Uit deze vergelijking tussen maatstaven van materiële deprivatie en financiële armoede kunnen we concluderen dat het patroon tussen beide grosso modo gelijkaardig is: Vlaanderen scoort beter dan België als geheel en een individu in een gezin met werk is beter af dan wie in gezin zonder werk woont. Maar verder is de overlapping tussen indicatoren van materiële deprivatie en financiële armoede slechts zeer beperkt. 31

De armoede en inkomenspositie van werkenden – de impact van beleid en de ruimte voor beleid.

Nu we empirisch de groepen hebben geïdentificeerd die het grootste risico lopen om ‘werkend arm’ te zijn gaan we in meer detail naar hun inkomens- en armoedepositie kijken, met bijzondere aandacht voor de impact van inkomenscomponenten waarover beleid – zij het op het niveau van de overheid, dan wel de sociale partners – een graad van controle heeft. We doen dit aan de hand van het standaard simulatiemodel STASIM, ontwikkeld door het Centrum voor Sociaal Beleid (Bogaerts, 2008; zie bijlage). Het referentiejaar voor de simulaties is 2008. De armoedelijnen zijn berekend op basis van SILC 2006 – het laatst beschikbare jaar van gevalideerde data en de cijfers hebben bijgevolg betrekking op de inkomens over het jaar 2005. Om de bedragen toepasbaar te maken op het STASIM referentiejaar (2008) werd een indexering toegepast (volgens de index van de consumptieprijzen). Tabel 17.

Gehanteerde armoedegrenzen voor geselecteerde gezinstypes.

Alleenstaande zonder kinderen Alleenstaande met 2 kinderen Alleenstaande met 5 kinderen Koppel zonder kinderen Koppel met 2 kinderen koppel met 5 kinderen

Armoedegrens in €/maand 50% 60% 782 938 1251 1501 1954 2345 1173 1407 1642 1970 2345 2814

70% 1094 1751 2736 1642 2298 3283

Equivalentieschaal 1 1.6 2.5 1.5 2.1 3

Bron: SILC 2006.

STASIM geeft weer wat de impact is van fiscaal en parafiscaal beleid, alsook het uitkeringsbeleid (sociale zekerheid en bijstand) op de beschikbare inkomens van huishoudens, en dit gedifferentieerd naar loonniveau, uitgedrukt in percentage van het minimumloon, alsook naar gezinssamenstelling. Voor de specifieke assumpties verwijzen we naar de methodologische annex. Die assumpties zijn belangrijk. De simulatie bouwt bijvoorbeeld op de assumptie dat indien er kinderen zijn, de betrokkene voor de werktijd probleemloos en onmiddellijk beroep kan doen op gesubsidieerde kinderopvang. We weten dat er in realiteit een globale schaarste is aan gesubsidieerde kinderopvangplaatsen en dat deze bijzonder acuut is op bepaalde plaatsen. Er zijn quasi overal significante wachttijden. We weten ook dat kinderopvang, zeker gesubsidieerde kinderopvang, niet steeds beschikbaar is op de uren dat mensen geacht worden niet te werken: ‘s avonds of ‘s nachts, tijdens de weekends. Dit is met name relevant voor het type werknemers waar we hier naar kijken, mensen die doorgaans niet hoog gekwalificeerd zijn en dikwijls aangewezen zijn op jobs in de dienstensector waar atypische en flexibele werktijden courant zijn (denk aan schoonmaak, horeca, distributie, etc.) (Ghysels en Debacker, 2007; Kind en Gezin, 2008; Ghysels, 2009). Vervoerskosten van en naar het werk (met inbegrip van en naar mogelijke kinderopvang) worden niet in acht genomen. Evenmin wordt rekening gehouden met de effectieve beschikbaarheid van openbaar vervoer om van en naar het werk, met name buiten de reguliere 32

werktijden. Simulaties veronderstellen ook een volledige take-up van rechten, alsook een probleemloze en onmiddellijke toekenning. In realiteit is er ongetwijfeld non-take up van uitkeringen zoals de inkomensgarantieuitkering (IGU). De IGU wordt niet automatisch toegekend - het is aan de aanvrager om het onvrijwillig karakter van de deeltijdse tewerkstelling aan te tonen. Simulaties houden dus ook geen rekening met het feit dat mensen imperfect geïnformeerd zijn en onderhevig zijn aan “bounded rationality” – ze verkeren dikwijls in aanzienlijke onzekerheid wat bijvoorbeeld de overstap van een uitkering naar een bepaalde job effectief betekent voor hun inkomenspositie. Gesprekken met bevoorrechte getuigen illustreren dat de discrepantie tussen de werkelijke en gepercipieerde gevolgen heel aanzienlijk kunnen zijn. Ook dient toegevoegd dat fiscale verrekeningen van veranderingen in inkomens- of gezinsstatus kunnen enige tijd kunnen duren. Om een correct beeld te geven van de werkelijke inkomsten, wordt de jaarlijkse fiscale verrekening wel ingebracht bij het maandelijks inkomen. We geven hier simulaties voor mensen die daadwerkelijk werken omdat dit de focus van het onderzoek is. De positie van waaruit de transitie wordt gemaakt is echter relevant. Werklozen kunnen recht hebben op de IGU, leefloontrekkers op socio-professionele integratie (SPI) en ZIV-uitkeringsgerechtigden op een deel van de uitkering via progressieve tewerkstelling. Mensen die vanuit een situatie van niet-tewerkstelling komen kunnen bepaalde andere rechten verliezen, bv. sociale tarieven en andere voordelen. Voor gedetailleerde analyse van de financiële incentieven en barrières gerelateerd aan de overgang van uitkeringsafhankelijkheid naar werk verwijzen we naar Bogaerts (2008). We kijken hier naar een beperkt aantal situaties. Het weergeven en bespreken van alle mogelijke situaties is niet alleen onmogelijk maar ook niet nuttig. Het doel van deze simulaties is op een indicatieve wijze aan te geven waar en hoeveel ruimte er is voor het verbeteren van de inkomens en armoedepositie van werkende huishoudens door beleidsmodificatie - uiteraard onder ceteris paribus voorwaarden. Bij onze beschouwing maken we abstractie van de reële politieke, economische en budgettaire beperkingen waaraan beleidswijzigingen daadwerkelijk onderworpen zijn. Er zijn tal van limieten aan verdere selectieve fiscale en parafiscale lastenverlagingen op lage inkomens, bv. in de vorm van een uitbreiding van de werkbonus. Maar het is niettemin relevant na te gaan wat beleid theoretisch gezien maximaal vermag. Tabel 18.

Overzicht van de gezinstypes in de simulatie en de belangrijkste kenmerken.

Gezinstypes in STASIM

Partner

Kinderen

Alleenstaande

Geen partner aanwezig

Geen kinderen aanwezig

Eenouder

Geen partner aanwezig

2 kinderen (2,5 en 6 jaar)

Eenverdienerskoppel zonder kinderen

Partner zonder inkomen/uitkering

Geen kinderen aanwezig

Eenverdienerskoppel met kinderen

Partner zonder inkomen/uitkering

2 kinderen (2,5 en 6 jaar)

Tweeverdienerskoppel zonder kinderen

Partner werkt

Geen kinderen aanwezig

Tweeverdienerskoppel met kinderen

Partner werkt

2 kinderen (2,5 en 6 jaar)

Belangrijke observaties: -

Een alleenstaande zonder kinderen die voltijds werkt aan minimumloonniveau of hoger is steeds vrij van financiĂŤle armoede. Indien deze persoon een minimumloon heeft komt het netto beschikbaar inkomen weliswaar slechts net boven de 70% grens. In onderstaande grafiek zien we dat een arbeidsinkomen van de partner, kinderbijslag en -opvangkosten uiteraard ontbreken. Vanaf 130% van het GGMMI is er bijzondere bijdrage voor de sociale zekerheid verschuldigd, zij het een bijzonder klein bedrag. Het niveau van het netto beschikbaar gezinsinkomen neemt toe met de hoogte van het arbeidsinkomen.

Grafiek 7.

De inkomens- en armoedepositie van een voltijds werkende alleenstaande. Alleenstaande, voltijds, zonder kinderen

3500 3000 2500 2000

euro

1500 1000 500 0 -500 -1000 % minimumloon

-1500 100

110

120

netto beschikbaar inkomen arbeidsinkomen partner inkomensgarantieuitkering armoedelijn 50%

130

140

150

sociale bijdragen belastingen kinderbijslag armoedelijn 60%

160

170

180

190

200

arbeidsinkomen bijzondere bijdrage voor de sz kinderopvangkost armoedelijn 70%

Een alleenstaande zonder kinderen die halftijds werkt aan het minimumloon en die niet van een inkomensgarantieuitkering geniet valt ver onder de armoedenorm â€“ zelfs het bruto-loon valt onder de strikte 50% armoedelijn. Dat betekent dat de betrokken persoon zelfs bij een volledige nul-belasting in termen van fiscale en parafiscale bijdragen niet economisch zelfredzaam kan zijn. Vanaf 110 % van het bruto-minimumloon is dat theoretisch vermogen tot economische zelfredzaamheid er wel, maar in werkelijkheid zou de persoon in de armoede belast worden. Dat is zo tot ongeveer 160 % van het bruto minimumloon.

Grafiek 8.

De inkomens- en armoedepositie van een deeltijds werkende alleenstaande (met IGU). Alleenstaande, deeltijds, zonder kinderen

2000

1500

euro

1000

500

-500 % minimumloon

-1000 100

110

120

netto beschikbaar inkomen arbeidsinkomen partner inkomensgarantieuitkering armoedelijn 50%

130

140

150

sociale bijdragen belastingen kinderbijslag armoedelijn 60%

160

170

180

190

200

arbeidsinkomen bijzondere bijdrage voor de sz kinderopvangkost armoedelijn 70%

Indien een alleenstaande zonder kinderen deeltijds werkt aan het minimumloon en geniet van een inkomensgarantieuitkering (IGU) dan komt het netto beschikbaar gezinsinkomen net boven de 60% norm, maar blijft onder de 70% norm. Door de wijze waarop de IGU wordt berekend impliceert een hoger bruto-loon nauwelijks een hoger netto-inkomen. Bij 110% van het bruto minimumloon wordt ongeveer de maximale IGU bereikt en elk hoger loon vertaalt zich in een quasi-evenredige reductie van het bedrag van de IGU. Dat betekent dat ook een onvrijwillig deeltijds werkende alleenstaande die 190% van het minimumloon verdient een beschikbaar inkomen heeft dat de 70% armoedelijn nauwelijks overstijgt.

Grafiek 9.

De inkomens- en armoedepositie van een deeltijds werkende alleenstaande ouder (met IGU). Alleenstaande, deeltijds, met 2 kinderen

2000

1500

euro

1000

500

% minimumloon

-500 100

110

120

netto beschikbaar inkomen arbeidsinkomen partner inkomensgarantieuitkering armoedelijn 50%

130

140

150

sociale bijdragen belastingen kinderbijslag armoedelijn 60%

160

170

180

190

200

arbeidsinkomen bijzondere bijdrage voor de sz kinderopvangkost armoedelijn 70%

Voor een alleenstaande met 2 kinderen voor wie slechts deeltijdse tewerkstelling een optie is speelt het uitkeringsbeleid een cruciale rol in het garanderen van een minimaal acceptabele levensstandaard. In de simulatie wordt verondersteld dat de betrokkene zowel de IGU krijgt als de verhoogde kinderbijslag 5. De combinatie van beide uitkeringen impliceert een nipte bestaanszekerheid volgens de 60% norm, maar niet volgens de 70% norm. Door de werking van de IGU gaat dit op voor alle inkomensniveaus tot 200% van het minimumloon. Het is duidelijk dat bij afwezigheid van de IGU de betrokkenen in diepe armoede zouden leven. Het weze hier ook opgemerkt dat de simulatie bouwt op de cruciale assumptie dat de betrokkene voor de werktijd probleemloos beroep kan doen op gesubsidieerde kinderopvang, die in dit geval beperkt blijft tot minder dan 30â‚Ź per maand. De verhoogde kinderbijslag wordt ook op 200% van het GGMMI behouden.

De voorwaarden voor het verkrijgen van een IGU worden beschreven. In december 2008 ontvingen 20750 Vlamingen deze uitkering, waarvan 17.503 vrouwen. Het totaal aantal IGU ontvangers voor BelgiĂŤ bedroeg 41.875.

Grafiek 10. De inkomens- en armoedepositie van een éénverdienerskoppel. Koppel éénverdieners, 1 inactief + 1 voltijds, zonder kinderen

3500 3000 2500 2000

euro

1500 1000 500 0 -500 -1000 % minimumloon

-1500 100

110

120

netto beschikbaar inkomen arbeidsinkomen partner inkomensgarantieuitkering armoedelijn 50%

130

140

150

sociale bijdragen belastingen kinderbijslag armoedelijn 60%

160

170

180

190

200

arbeidsinkomen bijzondere bijdrage voor de sz kinderopvangkost armoedelijn 70%

Voor een koppel éénverdieners zonder kinderen volstaat een voltijdse job aan het minimumloon niet om de armoede te ontsnappen. Dat is pas het geval vanaf zowat 110 % van het minimumloon. Slechts vanaf 150% van het minimumloon overstijgt het netto beschikbaar gezinsinkomen de 70% norm. De negatieve impact van de fiscaliteit en parafiscaliteit op het beschikbaar inkomen van dergelijke gezinnen zonder kinderen is vrij aanzienlijk. Indien dergelijke gezinnen geen sociale en fiscale bijdragen zouden betalen zouden ze boven de 60% armoedegrens komen vanaf het minimumloon. 120% van het minimumloon zou volstaan om de 70% grens te overstijgen.

Grafiek 11. De inkomens- en armoedepositie van een éénverdienerskoppel met kinderen. Koppel éénverdieners, 1 inactief + 1 voltijds, met 2 kinderen

3500 3000 2500

euro

2000 1500 1000 500 0 -500 % minimumloon

-1000 100

110

120

netto beschikbaar inkomen arbeidsinkomen partner inkomensgarantieuitkering armoedelijn 50%

130

140

150

sociale bijdragen belastingen kinderbijslag armoedelijn 60%

160

170

180

190

200

arbeidsinkomen bijzondere bijdrage voor de sz kinderopvangkost armoedelijn 70%

Indien we dan kijken naar éénverdienersgezinnen met kinderen (2 kinderen in dit geval) – het klassieke kostwinnersgezin dus – dan zien we in welke mate één inkomen onttoereikend is geworden in het tweeverdienerstijdperk. Zonder overheidsondersteuning in de vorm van kinderbijslagen zou de kostwinner 140% van het minimumloon moeten verdienen om aan de armoede te ontsnappen volgens de 60% norm. Om boven de 70% grens uit te komen zou 160% van het minimumloon vereist zijn. In realiteit betalen deze kostwinners belastingen en sociale bijdragen en ontvangen ze kinderbijslagen. Het zowat compenserende effect van beiden impliceert dat de kostwinner daadwerkelijk zowat 130% van het minimumloon moet verdienen om aan de armoede te ontsnappen. En omdat de inkomensreducerende impact van de fiscale en parafiscale lasten vanaf dat niveau sterker stijgen dan de kinderbijslagen – die stijgen uiteraard niet ceteris paribus – betekent dit dat de kostwinner daadwerkelijk 190% van het minimumloon moet verdienen om financieel bestaanszeker te zijn volgens de 70% norm.

Interessant is te bemerken dat hier een niet-lineariteit is wat het aantal kinderen betreft. Indien er 3 afhankelijke kinderen zouden zijn in een dergelijk klassiek kostwinnersgezin zou 130% van het minimumloon volstaan, t.o.v. 150% bij twee kinderen. Dat komt omdat de kinderbijslag en fiscale aftrek voor een 3e kind aanzienlijk hoger is.

Tabel 19.

Niveau GGMMI (22j & 12m anc.) waarbij het netto beschikbaar gezinsinkomen de armoedelijn overstijgt, bij voltijdse tewerstelling, naar aantal kinderen. Koppel, ĂŠĂŠn actieve partner.

Aantal kinderen ten laste

Netto beschikbaar gezinsinkomen bij minimumloon

0 1 2 3

Armoedelijn

50 100 100 100 100

1355 1490 1693 1997

60 110 130 150 130

70 150 180 190 180

Grafiek 12. De inkomens- en armoedepositie van een tweeverdienerskoppel met kinderen. Koppel tweeverdieners, 1 voltijds aan 130%GGMMI + 1 deeltijds, met 2 kinderen

4000 3500 3000 2500

euro

2000 1500 1000 500 0 -500 -1000 % minimumloon

-1500 100

110

120

netto beschikbaar inkomen arbeidsinkomen partner inkomensgarantieuitkering armoedelijn 50%

130

140

150

sociale bijdragen belastingen kinderbijslag armoedelijn 60%

160

170

180

190

200

arbeidsinkomen bijzondere bijdrage voor de sz kinderopvangkost armoedelijn 70%

Grafiek 13. Inkomenssituatie van grotere gezinnen bij minimumloontewerkstelling. Alleenstaande

beschikbaar gezinsinkomen (euro/maand)

3000

2500

2000

armoede 60% DT (min) DT (+IGU) VT

1500

1000

500 0

aantal kinderen

Koppel ĂŠĂŠnverdieners

beschikbaar gezinsinkomen (euro/maand)

3000

2500

2000

armoede 60% DT (min) DT (+IGU) VT

1500

1000

500 0

aantal kinderen

Koppel tweeverdieners

beschikbaar gezinsinkomen (euro/maand)

4000 3500 3000 armoede 60% DT (min) DT (+IGU) VT

2500 2000 1500 1000 500 0

aantal kinderen

Beleidsopties overwogen

5.1 Minimumloon verhogen De beleidsmaatregel die het vaakst wordt geassocieerd met het bestrijden van armoede bij werkenden in het algemeen is het verhogen van het minimumloon, hetzij zoals het wettelijk is vastgelegd, hetzij bedongen na collectieve onderhandelingen. Loonvorming in België is een zaak waarin vakbonden en werkgevers veel autonomie hebben. Er is geen wettelijk minimumloon, maar er is wel een nationaal, collectief overeengekomen minimumloon. Dit minimumloon is vooral een ijkpunt: het vormt de absolute ondergrens van de loonstructuur. Over de “reële” minimumlonen (de loonschalen voor de jongste, minst opgeleide en minst ervaren werknemers) wordt onderhandeld op het niveau van de sector. Deze lonen liggen meestal hoger dan het nationale minimumloon. Uit de cijfers van de FOD WASO 6 blijkt dat de de facto minimumlonen in de verschillende sectoren doorgaans aanzienlijk (in de orde van 10%) hoger liggen dan het nationale minimumloon. Sectoren waar de laagste loonschalen 20 tot 30 procent hoger lagen dan het nationale gemiddelde zijn geen uitzondering. Het is dus aannemelijk dat er maar weinig mensen zijn die effectief werken – of zelfs mogen werken volgens de specifieke CAO waaronder ze vallen – voor het intersectoriële minimumloon.

Met dank aan Tom Bevers van de FOD WASO.

De minimumlonen in BelgiĂŤ vrijwel stabiel gebleven qua reĂŤle koopkracht in de laatste decennia, zoals ook het geval geweest is in vele andere continentale Europese landen, met Frankrijk als uitzondering (Marx, 2007; Immervoll, 2007). Grafiek 14. Koopkrachtevolutie van het minimumloon (GGMMI, 22j., 1j.anc.). Koopkrachtevolutie van de minimumlonen 1,20

1,10

1,00

0,90

0,80

0,70

0,60

19 75 19 76 19 77 19 78 19 79 19 80 19 81 19 82 19 83 19 84 19 85 19 86 19 87 19 88 19 89 19 90 19 91 19 92 19 93 19 94 19 95 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 20 08

0,50

koopkrachtevolutie

Volgens cijfers van de OESO bedroeg het brutominimumloon in BelgiĂŤ omgerekend 9,21 USD per uur in 2005. Dit is lichtjes minder dan het omgerekend minimumloon in Frankrijk en Nederland. Het bruto-inkomen van een voltijds werkende, Belgische werknemer bedroeg 40% van het gemiddelde brutoloon in 2005, vergeleken met 47% in Frankrijk, 46% in Nederland en 35% in het Verenigd Koninkrijk. In vergelijking met de gemiddelde lonen daalde het minimumloon van 42% in 2000 tot 40% in 2005. Volgens andere bronnen was er een sterkere daling (Europese Commissie, 2009).

Tabel 20.

Brutominimumlonen (ML), 2000-2005. Wettelijk ML per uur (1)

Relatief ML-niveau (2)

2000

2005

2000

2005

België

9,24

9,21

42%

40%

Frankrijk

8,62

9,72

43%

47%

Ierland

8,26

9,24

53%

Luxemburg

9,69

10,58

40%

42%

Nederland

10,43

10,60

49%

46%

Polen

1,31

1,51

33%

36%

Spanje

4,12

4,27

34%

35%

Verenigd Koninkrijk

7,88

9,47

32%

35%

Verenigde Staten

5,84

5,15

39%

34%

(1) USD met wisselkoers uit 2005 en constante prijs. (2) Bruto-inkomsten van voltijdse werknemers aan het ML als % van gemiddelde brutoloon. Bron: Immervoll 2007.

De vraagt dringt zich op of een hoger minimumloon kan helpen om armoede bij werkenden te bestrijden. Een vaak gehoord argument tegen een verhoging van het minimumloon ter bestrijding van armoede bij werkenden is dat een substantiële verhoging van het minimumloon gewoonweg te grote negatieve gevolgen zou hebben voor de werkgelegenheid en dat continentaal Europa nog meer zou wegzinken in een “welfare without work-situatie”. Of en vooral in welke mate dit al dan niet een geldig argument is tegen een verhoging van de minimumlonen blijft ter discussie staan. Veel van de beschikbare onderzoeksresultaten geven aan verhogingen van minimumlonen zoals ze daadwerkelijk hebben plaatsgehad in het recente verleden – in de regel waren die klein en incrementalistisch – in de OESO regio zeer kleine tot doorgaans non-significante gevolgen hebben gehad voor de tewerkstelling (Dolado et al., 1996; 2000; OESO, 1998;2004). De geobserveerde gevolgen voor bepaalde subgroepen zijn soms wel significant gebleken doch globaal zwak, bv. voor jongeren (Bazen en Skourias 1997; Dolado et al. 2000; OECD 1998; Laroque en Salanié, 1999). Een krachtiger en relevanter argument tegen een verhoging van de minimumlonen ter bestrijding van armoede bij werkenden is dat, als gevolg van de beperkte overlapping tussen een laag inkomen en armoede, slechts een minderheid van arme gezinnen rechtstreeks baat zal hebben bij een beleid dat erop gericht is om het gezinsinkomen van de kleinverdieners als groep te verhogen. Het is uiteraard zo dat beleidsmaatregelen gericht op een bepaalde subgroep moeten beoordeeld worden op hun doeltreffendheid voor die bepaalde doelgroep en niet op hun algemene impact op armoede. Dit is echter enkel waar tot op zekere hoogte. De beperkte (rechtstreekse) impact van beleidsmaatregelen die de werkende armen als doelpubliek hebben, moet immers bekeken worden in het kader van de totale antiarmoedestrategie. Daarnaast moet ook bekeken worden in hoeverre ze andere beleidsmaatregelen kunnen aanvullen, in het bijzonder de maatregelen die gericht zijn op de werklozen. Een anti-armoedebeleid waarvan de acties gericht zijn op de lage inkomens als primaire doelgroep zal eenvoudigweg niet de meerderheid van de armen ten goede komen (Nolan en Marx, 2001). 43

Beleidsmaatregelen die de laagbetaalden als doelgroep hebben zullen een substantieel tot heel groot spill-overeffect hebben op een deel van de niet-arme gezinnen. Dit is vooral zo in het scenario van een verhoging van het minimumloon, zelfs als het gaat om een stijging die het bruto-inkomen van de lage inkomens substantieel verhoogt zonder dat dit een negatieve invloed heeft op de tewerkstellingsgraad. Uit studies blijkt dat, zelfs in die gevallen waar de overlapping tussen laag inkomen en armoede binnen het gezin het grootst is, zoals in de Verenigde Staten, een verhoging van het minimumloon een relatief beperkte invloed heeft op armoede of inkomensongelijkheid en een significant spill-overeffect heeft op de niet-arme gezinnen (zie bijvoorbeeld Horrigan en Mincey 1993; Neumark en Wascher 1997; Formby, Bishop en Kim, 2005). Een aspect dat gewoonlijk enigszins over het hoofd wordt gezien is het beperkte rechtstreekse effect dat een verhoging van het minimumloon heeft op armoede binnen het gezin op zich, iets wat men echter wel zou verwachten. Zelfs als er geen negatieve gevolgen zouden zijn voor de tewerkstelling, zouden de niet-arme gezinnen het meest profiteren van de voordelen, simpelweg omdat men binnen die gezinnen de meeste lage inkomens terugvindt (Marx en Verbist, 1998; Nolan and Marx, 2001). In de meeste Europese landen maken de meeste laagbetaalde werknemers geen deel uit van een gezin met een laag inkomen – in Vlaanderen leeft zowat 94% van de relatief laagbetaalden boven de armoedegrens. Het is uiteraard ook belangrijk om na te gaan waar de gevolgen van een gebrek aan arbeidsinkomen zouden worden gevoeld, maar het is allesbehalve duidelijk of de laagbetaalden in arme gezinnen meer of minder getroffen zouden worden dan laagbetaalden in niet-arme gezinnen. Deze beperkte invloed op armoede is op zich geen argument tegen een verhoging van het minimumloon. Het is ook belangrijk om aan te halen dat het patroon in een land substantieel kan wijzigen over een bepaalde periode. Bewijs daarvan is de stijging van het aantal “werkende armen” in het VK gedurende de laatste jaren. Zoals Gosling (1996) het stelde in de context van het debat over de situatie in het VK indertijd: de invoering van een minimumloon is geen goede manier om aan inkomensherverdeling van rijk naar arm te doen, maar het potentiële effect steeg wel in het VK. Maar zoals blijkt uit microsimulatie-oefeningen, blijft het geïsoleerde armoedeverlagend effect van de invoering van het minimumloon zelfs in het VK zeer klein (Sutherland, 2001), met wel een iets grotere impact op alleenstaanden. We illustreren dit met een simulatie van een verhoging van het minimumloon in Vlaanderen en het daaruit volgend effect op armoede.

Simulatie van een verhoging van het minimumloon: het effect op armoede onder werkenden In deze simulatie-oefening schatten we de effecten van een verhoging van het minimumloon op de armoede onder werkenden. Met behulp van het microsimulatiemodel MISIM onderzoeken we de impact onder drie scenario’s: een verhoging van het minimumloon met 10%, 20% en 30%. Het microsimulatiemodel MISIM is een zogenaamd ‘tax-benefit’ model. Dit is een soort statisch microsimulatiemodel dat toelaat om, op basis van een representatieve steekproef van Belgische gezinnen (surveydata zoals SILC), de impact van veranderingen in componenten van het beschikbaar inkomen van de gezinnen te onderzoeken. Er wordt gebruik gemaakt van 44

de gegevens van EU-SILC 2004 (inkomens 2003), omdat de Belgische data van SILC 2006 nog niet beschikbaar waren op het ogenblik van de simulatie 7. Per werknemer werd het aantal gewerkte uren in het referentiejaar berekend 8. Dit aantal wordt geplafonneerd op 1824, wat overeenkomt met 48 weken van 38 uur (het wettelijke maximum). Voor personen die slechts gedurende een gedeelte van het jaar tewerkgesteld waren, berekenen we het aantal gewerkte uren in verhouding tot het aantal maanden dat tijdens het referentiejaar werd gewerkt. Het bruto uurloon werd hieruit afgeleid door het totaal bruto inkomen uit arbeid 9, te delen door het bekomen aantal gewerkte uren. Als minimumloon hanteren we als benadering het gewaarborgd gemiddeld minimummaandinkomen (GGMMI) van het inkomensjaar 2003, hetgeen bruto 1163 euro/maand bedroeg. Er wordt dus geen rekening gehouden met sectoriële afwijkingen van dit wettelijk vastgelegde minimum of met anciënniteit.

Grafiek 15. Spreiding van gemiddeld uurloon van werknemers, Vlaanderen, 2003.

% 5

minimumloon

40 50 30 gemiddeld uurloon

>=80

Bron: eigen berekeningen op basis van SILC 2004

Bovenstaande grafiek toont de spreiding van dit gemiddeld bruto uurloon. Het meest voorkomende uurloon bedraagt zo’n 14,5 euro, de mediaan 16,6 euro, en het gemiddelde bruto loon 18,8 euro/uur. Zo’n 3,5% van de werkenden is tewerkgesteld aan een uurloon dat overeenkomt met het bruto minimumloon of lager. Hier dienen we te benadrukken dat deze berekening een tentatieve oefening vormt om het effect van een optrekking van het minimumloon na te gaan. Meetfouten op microniveau zijn niet steeds te identificeren, en het 7

Deze Belgische databank bevat een aantal extra variabelen die cruciaal zijn voor de simulatie van werknemersbijdragen, zoals het onderscheid tussen arbeiders en bedienden. Dit gebeurde op basis van de SILC-variabelen PL060 en PL100, welke het aantal gewerkte uren in een normale week bevatten. Zoals gerapporteerd in de variabele PY010G.

onderscheid tussen reëel lage inkomens en niet-accuraat gemeten inkomens is niet eenduidig te maken. Ook is de berekening van het interprofessioneel minimum in België een complexe aangelegenheid (met bv. belangrijke sectoriële verschillen). Onderstaande resultaten zijn dan ook vooral illustratief en bedoeld om de grootteorde van het effect van een hypothetische verhoging van het minimumloon aan te geven. Onderstaande tabel geeft weer wat het aandeel is van personen die werken voor het minimumloon of minder. Omdat we het effect van een verhoging van het minimumloon volgens drie scenario’s willen nagaan, presenteren we hier ook de incidentie van werknemers die werken aan (of onder) resp. +10%, +20% en +30% van het minimumloon. Tabel 21.

Aandeel individuen dat maximum aan het minimumloon werkt, en aan +10%, +20% en +30% van het minimumloon (maximum), Vlaanderen, 2003. Minimumloon

Minimumloon

+10%

+20%

+30%

2.17

3.01

4.30

5.55

- alle

3.65

5.06

7.21

9.31

- voltijds

3.36

4.78

6.87

8.74

- deeltijds

4.95

6.30

8.73

11.89

- voltijds heel jaar

2.35

3.51

5.45

6.94

- mannen

2.18

3.11

5.08

6.58

- vrouwen

5.58

7.62

10.03

12.91

Lager onderwijs

6.54

8.24

12.30

17.08

Lager secundair

5.23

6.71

8.43

10.56

Hoger secundair

4.61

6.43

9.35

11.95

Hoger tertiair

1.63

2.55

3.73

4.81

16-24

13.44

16.98

22.33

27.94

25-34

3.61

5.15

7.57

9.86

35-44

2.25

3.49

5.29

7.10

45-54

1.77

2.37

3.48

4.45

55-64

3.27

4.81

6.77

8.52

Alle individuen op actieve leeftijd Werknemers

- onderwijsniveau

- leeftijdscategorie

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en SILC 2004

De groepen die het frequentst aan lage lonen tewerkgesteld worden bestaan uit jongeren, laaggeschoolden, deeltijds werkenden en vrouwen. De verschillen die zich aftekenen tussen deze groepen en hun tegenhangers in dezelfde categorie zijn in alle gevallen significant. Het minst risico op tewerkstelling aan een laag loon lopen werknemers tussen 35 en 54 jaar, hoogopgeleiden, 12 maanden voltijds werkenden en mannen. 46

Grafiek 16. % werknemers dat werkt aan maximum minimumloon, aan +10%, +20% en +30% van het minimumloon (maximum) per inkomensdeciel en totaal. 40

% werknemers

0 1

Totaal

deciel minimumloon

+10%

+20%

+30%

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en SILC 2004

De verdeling van het percentage werknemers die aan een laag loon tewerkgesteld worden, vertoont een duidelijk afnemend patroon. Meer dan 21% van de werknemers in het laagste deciel wordt tewerkgesteld aan het minimumloon, en voor 33,5% ligt het loon lager dan 130% van het minimumloon. In de hoogste decielen is hun aandeel verwaarloosbaar. In de microsimulatieoefening gaan we na wat het effect is op armoede na een optrekking van het minimumloon. Het bruto inkomen van iedere persoon tewerkgesteld aan een loon lager dan de respectieve grens, wordt opgetrokken tot het niveau waar alle gepresteerde arbeidsuren aan het hogere minimumloon worden beloond. Het microsimulatiemodel MISIM laat ons toe alle gevolgen hiervan op de belastingberekening in rekening te brengen (zoals het terecht komen in een hogere belastingschijf, het niet langer aanspraak maken op de regeling van de huwelijksquotiënt of de werkbonus). Er wordt met andere woorden rekening gehouden met de eerste ronde-effecten. Tweede ronde-effecten die kunnen optreden na de invoering van een hoger minimumloon, zoals de aanpassing van de volledige loonstructuur naar het nieuwe ijkpunt, en de druk die deze hogere loonkosten mogelijks uitoefenen op de tewerkstelling, worden niet in rekening gebracht. Tabel 22 toont de evolutie van het percentage individuen wiens inkomen zich in de gesimuleerde scenario’s onder de 60%-armoedegrens bevindt. Als vertrekpunt nemen we de inkomensverdeling zoals deze zich voordeed in het inkomensjaar 2003. In alle scenario’s is het niveau van de armoede-incidentie significant hoger bij werknemers die werken voor het minimumloon, en significant lager bij 12 maanden voltijds werkenden, ten opzichte van het niveau voor alle werknemers. De daling van de gemiddelde armoede-incidentie, parallel verlopend aan het optrekken van het minimumloon, is daarentegen voor geen enkele categorie significant. Zelfs de substantiële daling van de gemiddelde armoede-incidentie bij werknemers werkend voor het minimumloon is door brede betrouwbaarheidsintervallen niet 47

significant op het 10%-niveau (omwille van het beperkt aantal werknemers dat werkt voor een minimumloon). De invloed van een maatregel als het optrekken van de minimumlonen op de armoedeincidentie is dus zeer beperkt. Ook de overgang van het 10%-scenario naar het 30%-scenario heeft amper een effect op de armoede, zelfs bij werknemers die aan dit minimumloon tewerkgesteld zijn. Tabel 22.

Effect op armoede door optrekken minimumloon met 10%, 20% en 30%, Vlaanderen, 2004 (% armen). Basis

Minimumloon

+10%

+20%

+30%

10.45

10.23

10.14

10.04

- alle

3.32

2.96

2.86

2.76

- voltijds

2.96

2.68

2,64

2.55

- deeltijds

4.94

4.22

3.88

3.71

- voltijds heel jaar

1.68

1.42

1.37

1.32

- werkend voor

16.56

8.50

7.29

6.33

11.21

11.14

11.04

10.85

Alle individuen op actieve leeftijd Werknemers (*)

minimumloon Kinderarmoede

(*) Omdat het aantal individuen dat werkt voor een minimumloon zeer klein is, zijn de armoedecijfers volgens de 3 gesimuleerde scenarioâ€™s niet significant verschillend van dat in het basisscenario. Bron: eigen berekening op basis van MISIM en SILC 2004

De gemiddelde inkomenstoename over de bevolking ten gevolge van het optrekken van de minimumlonen wordt afgebeeld in Grafiek 17. Gemiddeld bedraagt deze winst 37 euro/p.p. in het 10%-scenario tot 65 euro in het uitgebreidste 30%-scenario. In het vierde en vijfde deciel is de concentratie van extra inkomen het hoogst. In de lagere decielen bevinden zich immers vooral niet-werkenden, waardoor de winst gemiddeld lager uitvalt. Dit verdelingspatroon verklaart waarom de impact op de armoede beperkt blijft. De personen in armoede situeren zich voornamelijk in de lagere decielen, waar het percentage winnaars bij deze maatregel beperkt is. Grafiek 18 verduidelijkt dit beeld. Hoewel het gemiddeld extra beschikbaar inkomen voor deze werknemers die van de respectieve maatregel genieten zeer vergelijkbaar tot zelfs hoger is in de onderste decielen ten opzichte van deze in het midden van de inkomensverdeling, ligt het percentage begunstigden er beduidend lager. De variatie in de hoogte van de kolommen wordt verklaard door 2 factoren. Enerzijds zal het gemiddeld bedrag hoger liggen naarmate de intensiteit waarmee de individuen in dit deciel zich onder de minimumgrens bevinden hoger is. Anderzijds zal een hoger percentage begunstigden in een deciel ook meer personen impliceren voor wie deze intensiteit lager is. Dit verklaart de schommelingen in het gemiddeld extra inkomen per begunstigde werknemer. Zo verdubbelt het aantal begunstigden in het vierde deciel bij het overgaan tot de 120%-grens ten opzichte van de 110%-grens. De 48

lonen van deze begunstigden bevinden zich slechts relatief weinig onder de nieuwe 120%grens, waardoor het gemiddeld bedrag aan extra inkomen over deze grotere groep begunstigden veel lager uitvalt in het scenario waar de minimumlonen met 20% worden verhoogd. Grafiek 17. Gemiddelde stijging van beschikbaar inkomen per scenario voor alle individuen. 120

100

euro/jaar

0 1

Totaal

deciel +10%

+20%

+30%

3500

7,00

3000

6,00

2500

5,00

2000

4,00

1500

3,00

1000

2,00

500

1,00

0,00 1

Totaal

decielen +10%

+20%

+30%

% begunstigden bij +10%

Bron: eigen berekening op basis van MISIM en SILC 2004

% begunstigden bij +20%

% begunstigden bij +30%

% begunstigden

euro/jaar

Grafiek 18. Gemiddelde stijging van beschikbaar inkomen bij begunstigden en % begunstigden over de decielen per scenario, per deciel.

In de gesimuleerde scenarioâ€™s maakt 2 (10%-scenario) tot 5 (30%-scenario) procent van de werknemers in Vlaanderen aanspraak op een netto loonsverhoging van gemiddeld iets meer dan 1800 euro/jaar. Dit komt overeen met een stijging van het brutoloon van gemiddeld 3100 euro/jaar. Om de loonkosten correct in te schatten, moeten bovendien ook de extra werkgeversbijdragen op deze hogere lonen in rekening worden gebracht. Een vergelijking van de armoedereducerende capaciteit van deze maatregel met deze indicaties van de enorme extra loonkost die dergelijke maatregel met zich meebrengt, doet besluiten dat het optrekken van minimumlonen als (geĂŻsoleerde) armoedebestrijdingstrategie hoogst inefficiĂŤnt is. Dit is voornamelijk te wijten aan het feit dat de inkomensstijging die deze maatregel zou genereren hoofdzakelijk naar gezinnen gaat in het midden van de inkomensverdeling, en relatief weinig gezinnen een uitweg uit de armoede biedt. Grafiek 19. Frequentie van laagbetaalde jobs en armoede-incidentie bij werknemers, verdeling over de NACE-sectoren, Vlaanderen, 2003. 35

25 20

20 15 15 10 10

onbekend

other social & personal service act.

health & social work

education

public administration

real estate renting & business act.

financial intermediation

transport storage communication

hotels & restaurants

wholesale & retail trade

construction

manufacturing, electricity,water & gas supply

0 agriculture forestry hunting&fishing

sector % werknemers aan minimumloon % werknemers aan <130%minimumloon

% werknemers aan <110%minimumloon % werknemers in armoede

% werknemers aan <120%minimumloon % werknemers in deze sector

Bron: eigen berekening op basis van MISIM en SILC 2004

In aanvulling op deze resultaten bekijken we de spreiding van laagbetaalde jobs over de sectoren. In Grafiek 19 geven de kolommen (eenheden af te lezen op de linkeras) het aandeel weer van de werknemers tewerkgesteld aan respectievelijk het minimumloon, en 110%, 120% en 130% daarvan. De lijn (eenheden af te lezen op de rechteras) geeft het belang van deze sector in de totale tewerkstelling aan. Enkele opmerkelijke patronen tekenen zich af. In de

horecasector is het percentage werknemers met een laag loon opvallend hoog 10. Ook de armoede onder werknemers is er het hoogst van alle categorieën. Deze sector telt slechts voor een kleine 2% van de totale tewerkstelling, terwijl de sector van de verkoop eveneens een groot aantal laagbetaalde jobs omvat (zo’n 5% aan het minimumloon, tot 16% aan 130% van het minimumloon), en met 10% van de totale tewerkstelling de derde grootste sector is op gebied van werkgelegenheid. Ook opvallend is de discrepantie tussen armoede-incidentie en percentage laagbetaalde werknemers. Zoals we reeds eerder aangaven gaat het heel vaak niet om dezelfde personen welke laagbetaald zijn en welke op basis van het gezinsinkomen en – karakteristieken het risico lopen arm te zijn. Een verhoging van de minimumlonen als op zichzelf staande maatregel (binnen haalbare grenzen) kan weinig bijdragen tot het bestrijden van financiële armoede onder werkenden. Dit wil echter niet zeggen dat het minimumloon geen rol kan spelen bij de bestrijding van armoede: dit is wel het geval, maar niet als losstaande maatregel. De invoering van een minimumloon kan bijvoorbeeld bijdragen tot het indijken van de budgettaire kostprijs en mogelijke loonerosie-effecten van arbeidsgebonden voordelen (zie onder).

5.2 Parafiscaal en fiscaal beleid

5.2.1 Algemene bemerkingen Aangezien ook lage inkomens belast worden, kunnen fiscale en parafiscale ingrepen een impact hebben op de netto-inkomsten van werknemers met een laag inkomen. Uit berekeningen van de OESO (zie Immervoll, 2007) blijkt dat in 2005 de gemiddelde aanslagvoet voor voltijdse minimumlonen nog steeds relatief hoog ligt, ondanks verlagingen her en der: de persoonlijke inkomstenbelasting en sociale bijdragen van werknemers lopen op tot bv. 18,8% in België, 17,6% in Frankrijk en 23,8% in Nederland. Voor relatief lage lonen (lonen van minder dan 67% van het gemiddelde voltijdse loon) ligt de aanslagvoet boven de 25% op het Europese vasteland en in de Scandinavische welvaartstaten, met uitschieters in België (34,8%), Denemarken (38,7%) en Duitsland (36.4%). Zoals we gezien hebben in de sectie met de standaardsimulaties kan deze belastingdruk onder bepaalde omstandigheden gezinnen met een voldoende bruto arbeidsinkomen in de financiële armoede drukken, vooral bij gezinnen met één kostwinner en kinderen. Deze hoge percentages tonen aan dat er in theorie nog ruimte is voor het verbeteren van de inkomsten van gezinnen met lage inkomsten door het (selectief) verminderen de sociale bijdragen van de werknemers en van de personenbelastingen. In veel landen is een verlaging doorgevoerd van de sociale bijdragen van de werknemers op lage lonen, waardoor de progressiviteit van de sociale bijdragen verhoogd werd. Een dergelijke omschakeling van proportioneel naar progressief versterkt het solidariteitsprincipe van de sociale zekerheid en 10

De hypothese dat dit resultaat gedreven wordt door zwartwerk werd onderzocht en niet geldig bevonden. In geval van zwartwerk zou het bruto loon veel lager uitvallen omdat het gelijk zou zijn aan het netto loon. Alle respondenten rapporteerden echter een substantieel verschil tussen hun netto en hun bruto loon, wat duidt op het betalen van sociale zekerheidsbijdragen en bedrijfsvoorheffing.

zwakt het verzekeringskarakter van het systeem af. Dit impliceert dat het aftoppen van de werknemersbijdragen zijn beperkingen heeft, aangezien de meeste systemen voor sociale zekerheid op het Europese vasteland gebaseerd zijn op het sociaal verzekeringsprincipe, dat o.a. een zekere band tussen bijdragen en rechten behelst. In hun zoektocht naar een alternatief hebben Europese overheden het Angelsaksische model van belastingkredieten voor werknemers of gezinnen met een laag inkomen ingevoerd of overwogen. Landen waar een belastingkrediet werd ingevoerd voor lage inkomens zijn België (al is het ondertussen opnieuw afgeschaft), Finland, Frankrijk (Prime pour l’emploi) en Nederland. Zowel in de academische als in de politieke wereld verwijst men vaak naar programma’s zoals het Amerikaanse “Earned Income Tax Credit” (EITC) of het Britse “Working Tax Credit” (WTC), en terecht, zoals we hieronder zullen aantonen. Maar dat betekent niet dat gelijkaarde maatregelen even succesvol zullen blijken op het Europese vasteland.

5.2.2 Belastingkredieten Belastingkredieten in de Angelsaksische landen – Het Earned Income Tax Credit (EITC) werd in de VS voor het eerst ingevoerd in 1975, waardoor arme, werkende gezinnen met kinderen vrijgesteld werden van sociale zekerheidsbijdragen. Het systeem werd nadien uitgebreid in 1986, 1990 en 1993. Vooral na de hervorming 1993 werd het programma het belangrijkste wapen van de VS in de strijd tegen armoede bij werkende gezinnen, aangezien de bedragen systematisch opgetrokken werden. Het recht op een EITC hangt af van de gezinsinkomsten en het aantal kinderen. Voor iedere dollar die men verdient tot een bepaald maximumbedrag, krijgt de ouder een terugbetaalbaar belastingkrediet. Voor één ouder met twee of meer kinderen bedraagt het krediet 40 procent van de inkomsten, met een maximaal krediet van ongeveer $4.700 (in 2007). Voor een werknemer die het minimumloon verdient, komt dit neer op een loonsverhoging met 40 procent. Naarmate het inkomen van het gezin stijgt boven de $15.400 wordt het krediet stapsgewijs verlaagd naar 21 cent per bijkomende dollar die men verdient en het krediet verdwijnt volledig voor gezinnen met een inkomen boven de $37.750. Het effect van de EITC op de levensstandaard van gezinnen met lage inkomens werd versterkt door een verhoging van het minimumloon. Het Britse “Family Credit” (FC) werd in 1988 ingevoerd en is een sociale uitkering voor werkende gezinnen met kinderen ten laste. Het “Working Families Tax Credit” (WFTC) was een uitbreiding van het FC en bood een belastingkrediet aan gezinnen met kinderen waarvan minstens één ouder meer dan 16 uur per week werkte. Het “Working Tax Credit” (WTC) werd ingevoerd in 2003 en is in feite een uitbreiding van het WFTC. In tegenstelling tot het WFTC konden vanaf nu ook gezinnen en personen zonder kinderen, alsook mensen met een beperking, aanmerking komen voor het krediet (Brewer, 2006). Het bedrag van het belastingkrediet kan gewijzigd worden gedurende het jaar, als de situatie van de begunstigde verandert (vb. wijziging in inkomsten of aantal gewerkte uren). De limieten voor het verkrijgen van een belastingkrediet worden bepaald op basis van het gezamenlijk bruto belastbaar inkomen (dus voor aftrek van werkgerelateerde onkosten en bijdragen aan de sociale zekerheid) in plaats van op het netto belastbaar inkomen. Deze wijziging werd ingevoerd om het systeem aantrekkelijker te maken voor tweeverdieners (Inland Revenu, 52

2002). Het WTC bestaat uit een basiselement (van maximaal £1.730 in 2007/08) en daarbovenop kan nog een bedrag bijkomen als koppel of alleenstaande ouder (£1.700). Dit kan opgetrokken worden als de persoon 30 uur of meer werkt per week (£705), een werknemer is met een beperking (£2.310 plus £980 voor ernstige beperking) of 50-plusser is en opnieuw aan de slag gaat (£1.185 of £1.770). Bovendien kan tot 80% van de kosten voor kinderopvang teruggevorderd worden van de staat.

Het effect van de belastingkredieten in de Angelsaksische landen – Het EITC heeft in de Verenigde Staten opmerkelijke resultaten geboekt, vooral na de uitbreiding van het programma in 1993. Verschillende studies wijzen op een duidelijke daling van de armoede bij kinderen, vooral bij kinderen uit éénoudergezinnen. Deze daling was het gevolg van de sterke toename inzake zowel de arbeidsmarktparticipatie van de alleenstaande moeders als hun inkomen. Ook verhoogde het gemiddelde inkomen van gezinnen met kinderen waarvan de moeder aan het hoofd van het gezin staat en een laag inkomen geniet. Dit zijn de gezinnen die het meest beïnvloed worden door beleidswijzigingen. Er blijkt echter een licht negatief effect te zijn geweest op het arbeidsaanbod van gezinnen in het uitfaseergebied, vooral het arbeidsaanbod van de tweede verdiener (Blank en Robins, 1999; Eissa en Liebman, 1996; Eissa en Hoynes, 2004; Hotz en Scholz, 2003; Marx, 2007; Scholz, 1996). Voor het Britse programma concluderen Brewer et al. (2006) dat de belastingkredieten erin geslaagd zijn het arbeidsaanbod te stimuleren voor alleenstaande ouders. De maatregel heeft ook sterk bijgedragen tot het verminderen van armoede in het VK (zie vb. Sutherland en Piachaud, 2001; Sutherland 2006).

Zijn de Angelsaksische belastingkredieten een gepast model voor Europa? – Verschillende landen uit het Europese vasteland hebben zich laten inspireren door het EITC en gelijkaardige belastingkredieten uit de Angelsaksische landen en hebben deze beleidsmaatregel onderzocht (zie bv. het verslag van de adviesraad van het Duits Ministerie voor Economie en Technologie (Bundesministerium für Wirtschaft und Technologie, 2002)). Een aantal landen heeft zelfs belastingkredieten ingevoerd voor de lage lonen: in 2001 werd de “Prime Pour l’Emploi” (PPE) in Frankrijk en de “Arbeidskorting” in Nederland ingevoerd. België heeft ook geëxperimenteerd met deze aanpak en voerde in 2002 een “belastingkrediet voor de lage lonen” in, na de hervorming van de personenbelasting van 2001 (Cantillon et al., 2003). Belastingkredieten voor de lage lonen dienen een dubbel doel, met name 1) werken aantrekkelijker maken en 2) armoede bestrijden bij gezinnen met lage inkomens. In de Angelsaksische welvaartstaten zijn de belastingkredieten de belangrijkste vorm van armoedebestrijding, omdat er veel laagbetaalde jobs zijn en er grote inkomensverschillen bestaan. Op het Europese vasteland worden de belastingkredieten voor lage lonen vooral gebruikt in de strijd tegen de werkloosheidsval. Arbeidsgebonden voordelen hebben een grote invloed op de levensstandaard van arme gezinnen in de Angelsaksische wereld omdat ze a) omvangrijk van aard zijn, en b) gericht zijn op gezinnen met een laag inkomen, in plaats van op laagbetaalde individuen. Dit wil echter niet zeggen dat deze maatregelen even succesvol zouden zijn op het Europese vasteland. Zoals blijkt uit een evaluatie van de belastingkredieten in het VK kan de specifieke structuur van de belastingkredieten en de institutionele omgeving waarin ze verankerd zijn erg belangrijk zijn (Brewer, Clark en Myck 2001). 53

De belastingkredieten van het Europese vasteland zijn vooral bedoeld om werken aantrekkelijker te maken, dus worden de belastingkredieten meestal toegekend op basis van individuele inkomsten en niet de gezinsinkomsten (zoals bij het EITC en het WTC) en dit kan het armoedebestrijdende karakter van de maatregel beperken (zie hieronder). Een ander groot verschil is dat de belastingkredieten op het Europese vasteland veel lager liggen dan die in de Angelsaksische landen. Veel van de voordelen/belastingkredieten die onlangs ingevoerd werden in Europa bieden slechts een kleine financiĂŤle hulp (voor een overzicht, zie OECD 2005). In Frankrijk bedraagt de PPE maximaal ongeveer 1.000 Euro per jaar. Het Belgische krediet voor lage lonen bedroeg slechts 520 Euro per jaar, terwijl bij het WTC en EITC die bedragen soms zesmaal hoger liggen (voor een meer gedetailleerde vergelijking tussen het Belgische belastingkrediet en het EITC/WTC, zie Verbist et al. 2007). Deze bedragen zijn zo klein dat ze waarschijnlijk geen grote stimulans opleveren om te gaan werken, noch een grote invloed op de armoede zullen hebben. In de meeste evaluatiestudies legt men de nadruk op de tewerkstellingseffecten, terwijl het effect op de armoede vaak vergeten wordt. Gelet op het verschil qua structuur en institutionele en socio-economische context mogen we verwachten dat belastingkredieten voor lage lonen een veel kleinere invloed op de armoede zullen hebben in continentaal Europa dan in de VS of het VK. Uit een analyse blijkt dat de invoering van het Belgische krediet vooral de gezinnen met een gemiddeld tot hoog inkomen hielp, vooral vanwege de individuele structuur, terwijl het effect op de armoede verwaarloosbaar bleek te zijn, vooral vanwege het beperkte bedrag van het krediet (Cantillon, Kerstens en Verbist 2003). Een ex-ante analyse van het Franse programma (dat gelijkaardig is aan het Belgische omdat de bedragen klein zijn en het zich richt op individuen) trekt een even pessimistische conclusie over de impact op de armoede (Cahuc, 2002). Bargain en Orsini (2007) hebben het effect op de armoede onderzocht van een hypothetische invoering van het Britse WFTC uit 2001 in Duitsland, Frankrijk en Finland, aan de hand van het microsimulatiemodel EUROMOD (zie Tabel 23). EĂŠn van de vragen die gesteld werd in hun studie was wat er zou gebeuren als deze drie landen hetzelfde budget zouden investeren in een belastingkrediet voor lage inkomens als het Verenigd Koninkrijk. De effecten die hier worden voorgesteld zijn enkel de effecten uit de eerste ronde. Er wordt dus geen rekening gehouden met mogelijke gedragswijzigingen. Tabel 23.

Armoede indicatoren voor en na de hypothetische introductie van het WFTC in Frankrijk, Duitsland en Finland.

Armoedegraad

Frankrijk

Duitsland

Finland

Pre hervorming

14.0%

11.2%

12.0%

Post hervorming

12.3%

10.7%

11.6%

Pre hervorming

7.0%

5.7%

3.8%

Post hervorming

6.4%

5.5%

3.7%

60% van mediaan grens

50% van mediaan grens

Bron: Bargain and Orsini (2006).

Een dergelijke beleidswijziging zou het grootste armoedeverlagend effect hebben in Frankrijk (volgens zowel de armoedegrens van 60% van het mediaan equivalent inkomen als de strengere 50%-grens; voor meer details over de definitie van “income poverty” zie de inleiding van dit rapport). Het effect op de armoede in Duitsland en Finland zou erg beperkt zijn. Als we de minder strenge 60%-armoedegrens vergelijken met de strengere 50%armoedegrens, dan zien we dat de invoering van het WFTC relatief meer inkomsten zou leiden naar de rijkere gezinnen en veel minder naar de armere. Bargain en Orsini (2007) hebben ook de efficiëntieprijs van dit beleid berekend, m.a.w. de kostprijs per jaar voor ieder gezin dat uit de armoede wordt gehaald. Deze prijs blijkt erg hoog te zijn en verschilt van 14.600 Euro per gezin in Frankrijk tot ongeveer 33.800 Euro in Duitsland en 54.600 Euro in Finland 11. Men zal waarschijnlijk een veel grotere beperking van de armoede kunnen halen tegen een veel lagere prijs via efficiënte activeringsmaatregelen. Zowel vanuit het oogpunt van de doeltreffendheid als van de efficiëntie zou een invoering van de Angelsaksische belastingkredieten zorgen voor tegenvallende resultaten. De conclusie dat dit beleid minder gepast lijkt voor het Europese continent wordt bevestigd door de Belgische ervaring. Op 1 januari 2005 werd het belastingkrediet voor lage inkomsten afgeschaft en vervangen door de “werkbonus”. Deze “werkbonus” is in feite een uitbreiding van de verminderde persoonlijke bijdrage aan de RSZ van de laagbetaalde werknemers die in januari 2000 werd ingevoerd. Sindsdien zien we opnieuw een evolutie, weg van fiscale maatregelen en in de richting van de sociale zekerheid. Bargain en Orsini (2007) besluiten dat de interesse voor arbeidsgebonden voordelen waarschijnlijk zal wegebben, ook al is de ervaring in de VS en het VK interessant. Ze stellen dat “zeker voor het Europese vasteland en Scandinavië de aandacht moet gaan naar een beleid gericht op de vraagzijde (gelet op de hoge structurele, onvrijwillige werkloosheidsgraad) en activering van de arbeidsmarkt en dat erop gericht is de productiviteit van minder hoog opgeleide werknemers permanent te verhogen”.

5.2.3 Parafiscale en fiscale lastenverlagingen Een overzicht van belangrijke federale en Vlaamse maatregelen – Vanaf 2000 werden in het beleid belangrijke aanpassingen gemaakt om de transitie van een sociale zekerheidsuitkering naar tewerkstelling financieel aantrekkelijker en ook lonender te maken. Allicht de belangrijkste maatregel hierin is de lastenvermindering voor werknemers met een laag loon. Deze maatregel werd stapsgewijs ingevoerd en uitgebreid vanaf 2000. In combinatie met het belastingkrediet voor lage lonen werd de lastenvermindering omgevormd en verder uitgebreid tot de werkbonus in januari 2004.

Deze cijfers verwijzen naar de armoedegrens van 60%; voor de grens van 50% liggen de bedragen veel hoger, namelijk 38.000 Euro, 113.000 Euro en meer dan 840.000 Euro voor respectievelijk Frankrijk, Duitsland en Finland.

De werkbonus is een vermindering van de persoonlijke sociale zekerheidsbijdragen en wordt in mindering gebracht op de gewone RSZ bijdragen (van 13.07%) 12. Een werknemer heeft recht op de werkbonus als het referentieloon bepaalde grensbedragen niet overschrijdt. Het referentieloon is het brutomaandloon dat onderworpen aan de RSZbijdragen bij volledige prestaties. Bij deeltijds werkenden dient het brutoloon dus omgerekend te worden naar een loon bij voltijdse prestaties. Op basis van dit referentieloon wordt het basisbedrag van de vermindering berekend via onderstaande formules. Toepassing van de werkbonus, 1 januari 2008. Referentieloon (S), in €/maand Basisbedrag van de vermindering S < 1309,59 143 1309,59 < S < 2118,21 143,00 - (0,1768 x (S - 1309,59)) S > 2118,21 0 De werkelijke vermindering van d²e RSZ-bijdrage die wordt toegekend, wordt pro rata de werkelijke prestaties berekend. Verder werden in het kader van de belastinghervorming 13 een aantal maatregelen getroffen die de belasting op (lage) inkomens moesten verminderen: de aanpassing van forfaitaire beroepskosten, het invoeren van een individueel belastingkrediet voor lage lonen (dat inmiddels is opgegaan in de werkbonus), de aanpassing van de belastingschalen, de gelijkschakeling van de belastingvrije sommen voor gehuwden en “alleenwonenden” en het terugbetaalbaar belastingkrediet voor kinderen ten laste. Tussen 2001 en 2004 (aanslagjaren 2002 tot 2005) zorgde de belastinghervorming er in verschillende stappen voor lagere belastingen op de inkomsten uit arbeid. In het kader van de standaardsimulaties zijn volgende wijzigingen relevant: * het percentage van de forfaitaire beroepskosten op de eerste inkomensschijf werd in 2 stappen verhoogd van 20 naar 25%. Het maximum aan forfaitaire beroepskosten werd niet verhoogd. * De hoogste belastingtarieven 52.5% en 55% werden afgeschaft en inkomensschijven van 30 tot 45% werden verbreed. * De belastingvrije som voor alleenstaande en voor echtgenoten werd op gelijke hoogte gebracht en bedraagt voor a.j. 2009, inkomsten 2008, 6.150 €. * Het niet gebruikte deel van de belastingvrije sommen voor kinderen ten laste werd omgezet in een terugbetaalbaar belastingkrediet voor kinderen ten laste. Het bedraagt voor a.j. 2009, inkomsten 2008, 380€ per kind. Ook werd er binnen de belastinghervorming werk gemaakt van een andere berekening van de vermindering voor vervangingsinkomens.

Op Vlaams niveau werd in 2007 de zogenaamde jobkorting ingevoerd voor werkenden die in het Vlaams Gewest wonen.

Voor details zie: Wet van 20 december 1999 tot toekenning van een vermindering van de persoonlijke bijdragen van sociale zekerheid aan werknemers met lage lonen. Wet van 10 augustus 2001.

Sinds 2007 geeft de Vlaamse Regering een korting op de personenbelasting aan werkenden die in het Vlaams Gewest wonen. Deze korting was in 2007 en 2008 beperkt tot werkenden met een activiteitsinkomen van 22.000 euro of lager. De korting werd toen maandelijks verrekend via de bedrijfsvoorheffing. In 2009 krijgt iedereen die een beroepsinkomen heeft en in het Vlaams Gewest woont een jaarlijks belastingvoordeel of korting op de personenbelasting: * 250 euro voor wie meer dan 22.000 euro activiteitsinkomen heeft * 300 euro voor wie een activiteitsinkomen heeft tussen 5.500 en 22.000 euro Deze korting wordt in de loop van februari 2009 in één keer betaald bij het loon of salaris van februari. Tabel 24 geeft de impact van deze maatregelen op de fiscale en parafiscale lasten bij een voltijdse tewerkstelling aan minimumloon weer. Bij de parafiscale lasten merken we vooral een gestage daling op van de persoonlijke sociale zekerheidsbijdragen door de verhogingen van het basisbedrag van de “werkbonus” tussen 2002 en 2003 (van 82 naar 95€ per maand), tussen 2004 en 2005 (tot 105€ per maand) en tussen 2005 en 2006 (tot 140€ per maand). Deze verhogingen gingen ook telkens samen met een verhoging van de bovengrenzen voor de toekenning van de werkbonus en de “uitloopzone” die ermee samen hing. Op 1 januari 2008 heeft een werknemer (bediende) recht op het volledige basisbedrag van de werkbonus tot een referteloon (=brutoloon bij voltijdse tewerkstelling) van 1309€. Dit komt neer op een 110% van het gewaarborgd minimumloon (GGMMI). De uitloopzone, met een gedeeltelijk werkbonus, loopt tot ongeveer 170% van het gewaarborgd minimumloon. Het effect van de belastinghervorming op de fiscale lasten van de gezinnen die werken aan een laag loon is diffuus en sterk afhankelijk van de gezinssituatie van de belastingplichtigen. Door de gelijkschakeling van de belastingvrije sommen van gehuwden en “alleenwonenden” zien we de fiscale lasten voor koppels dalen. De koppels met kinderen halen bij een laag loon dan weer een belangrijk voordeel uit het terugbetaalbaar belastingkrediet voor kinderen ten laste.

Tabel 24.

Fiscale en parafiscale lasten bij een voltijdse tewerkstelling aan minimumloon, BelgiĂŤ, 1999-2008. 1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

13,02

6,31

6,45

6,58

5,69

5,83

5,23

2,83

3,03

3,21

alleenstaanden

14,92

17,78

17,39

16,34

14,82

16,64

16,86

17,68

16,91

17,18

eenouders met kinderen

3,02

4,72

4,50

3,47

4,87

6,73

6,89

7,64

6,90

7,29

eenverdieners zonder

5,92

8,02

7,80

6,85

5,10

3,48

3,64

4,19

3,46

3,82

0,00

1,43

1,25

0,25

-1,50

-4,11

-3,97

-3,47

-3,44

-2,79

alleenstaanden

27,94

24,09

23,84

22,92

20,50

22,47

22,09

20,51

19,94

20,39

eenouders met kinderen

16,04

11,03

10,95

10,05

10,55

12,56

12,12

10,47

9,93

10,50

eenverdieners zonder

18,95

14,33

14,25

13,43

10,79

9,31

8,87

7,02

6,49

7,03

13,02

7,73

7,70

6,82

4,19

1,72

1,25

-0,63

-0,40

0,42

parafiscale lasten fiscale lasten

kinderen eenverdieners met kinderen totaal

kinderen eenverdieners met kinderen

Bron: STASIM - eigen berekeningen CSB.

Het globale effect van deze fiscale en parafiscale maatregelen op het netto beschikbare gezinsinkomen is voor alle gezinstypes in de simulatie positief. Het netto beschikbare gezinsinkomen, uitgedrukt in prijzen van 2008, is er tussen 1999 en 2008 sterk op vooruit gegaan (zie Grafiek 20). In de grafiek zien we ook de uitwerking van de hervorming van het ouderbijdragensysteem van Kind&Gezin tussen 2002 en 2003 en van het behoud van de verhoogde kinderbijslag gedurende maximaal 2 jaar onder bepaalde inkomensvoorwaarden tussen 2006 en 2007. De verhoging van het interprofessioneel minimumloon in april 2007 14 (in de simulaties vanaf januari 2008), met bruto 25â‚Ź/maand moest de afstand tussen uitkering en loon vergroten en werd afgesproken door de sociale partners in het interprofessioneel akkoord 2007-2008 en aangepast in de CAO nr. 43. Deze bruto verhoging vertaalt zich netto slechts in een zeer kleine verhoging van het inkomen en is niet waar te nemen in de grafiek.

Op 1 oktober 2008 werd het GGMMI nogmaals met 25 â‚Ź verhoogd. Deze verhoging is niet opgenomen in de simulaties.

Grafiek 20. Netto beschikbaar inkomen bij voltijdse tewerkstelling aan minimumloon in prijzen van 2008, 1999-2008. Netto beschikbaar inkomen bij voltijdse tewerkstelling aan minimumloon in prijzen van 2008, 1999-2008 1800,00 1600,00 1400,00

€/maand

1200,00 1000,00 800,00 600,00 400,00 200,00 0,00 1999

2000

alleenstaanden

2001

2002

2003

eenouders met kinderen

2004

2005

2006

eenverdieners zonder kinderen

2007

2008

eenverdieners met kinderen

Bron: STASIM - eigen berekeningen CSB.

5.2.4 De impact van fiscaal en parafiscale hervormingen op armoede Effecten van de werkbonus op armoede – Eén van de belangrijkste maatregelen inzake (para-)fiscale lastenverlaging is de werkbonus. Deze vermindering van persoonlijke bijdragen is vooral gericht op de lagere lonen. Met behulp van het microsimulatiemodel MISIM gaan we na wat het effect is van de werkbonus op armoedecijfers. De simulatie van deze maatregel is vooral relevant om te laten zien welke armoedevermindering mogelijk is ten gevolge van een dergelijke selectieve lastenverlaging, of deze nu gebeurt op federaal of regionaal niveau. Voor deze simulatie werd gebruikt gemaakt van de gegevens van EU-SILC van 2004 (inkomens 2003), omdat de Belgische versie van SILC 2006 nog niet beschikbaar was op het ogenblik van de simulatie 15. We simuleren de werkbonus voor 4 verschillende jaren (2003, 2005, 2006 en 2008), waardoor het mogelijk is om het effect op armoede te ramen van de stapsgewijze introductie 16.

In vergelijking met de EUROSTAT versie bevat de Belgische databank een aantal extra variabelen die cruciaal voor de simulatie van werknemersbijdragen, namelijk het onderscheid tussen ambtenaar en werknemer en tussen arbeider en bediende. Om de maatregelen van verschillende jaren vergelijkbaar te maken werden alle bedragen geïndexeerd naar 2003 op basis van indexcijfer van de consumptieprijzen.

Tabel 25.

Effect introductie werkbonus (WB) op incidentie armoede, alle individuen.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Voor WB

12,65

0,42

Betrouwbaarheidsinterval (95%) 11,84

13,47

Na WB 2003

12,37

0,41

11,56

13,18

Na WB 2005

12,09

0,41

11,29

12,89

Na WB 2006

12,02

0,41

11,22

12,82

Na WB 2008

12,02

0,41

11,22

12,82

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2004.

Tabel 26.

Effect introductie werkbonus (WB) op incidentie armoede, % armen.

Inkomensconcept

Alle individuen

Individuen op

Kinderen

actieve leeftijd Voor WB

12,65

10,31

12,02

Na WB 2003

12,37

10,07

11,36

Na WB 2005

12,09

9,66

11,27

Na WB 2006

12,02

9,53

11,32

Na WB 2008

12,02

9,53

11,32

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2004.

Het effect op het algemeen armoedecijfer van de werkbonus is verwaarloosbaar: de armoede over de hele bevolking verandert niet significant door de introductie van de werkbonus, zelfs niet in het meest uitgebreide scenario van 2008. Ook de effecten op kinderarmoede zijn beperkt. Het aandeel arme werknemers daalt door de werkbonus met bijna 1 procentpunt (verschil tussen 2003 en 2008). De daling is iets sterker bij deeltijds werkenden dan bij voltijds werkenden, maar de effecten zijn beperkt. Tabel 27.

Effect introductie werkbonus (WB) op incidentie armoede, % armen.

Inkomensconcept

alle werknemers

Werknemers

voltijds

deeltijds

voltijds heel jaar

Voor WB

4,46

3,12

6,26

1,77

Na WB 2003

4,18

2,83

6,07

1,61

Na WB 2005

3,69

2,70

5,00

1,45

Na WB 2006

3,55

2,48

5,06

1,28

Na WB 2008

3,55

2,48

5,06

1,28

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2004.

Onderstaande grafiek geeft de spreiding weer van de werkbonus over de bevolking voor de vier scenarioâ€™s. De werkbonus is aanzienlijk uitgebreid in 2005 (na integratie van het belastingkrediet voor lage lonen) en in 2006. De werkbonus bedraagt gemiddeld 29 euro per jaar in 2003, in 2005 stijgt dit tot 66 euro en in 2006 klimt dit verder op tot 87 euro. Nadien vindt nog een beperkte stijging plaats. Het verdelingspatroon geeft aan waarom de impact op algemene armoede vrij beperkt is: de winst is duidelijk hoger in het midden van de inkomensverdeling en relatief beperkt bij de laagste decielen. 60

Grafiek 21. Gemiddelde werkbonus per gestandaardiseerd inkomensdeciel (gemiddelde over alle individuen), 2003-2008. 160

140

120

Euro/jaar

100 2008 2006 2005 2003

0 1

totaal

Deciel

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2004.

Onderstaande grafiek licht dit verdelingspatroon nader toe. De balken geven het gemiddelde bedrag weer per individu dat gebruik maakt van de werkbonus, terwijl de lijnen de proportie van gebruikers (% individuen met werkbonus / alle individuen) weergeven. De uitbreiding van de werkbonus manifesteert zich in twee vormen. Enerzijds is er de toename van het aantal gebruikers (van 5% in 2003 naar 9% in 2005 en 12% in 2006). Anderzijds is er de stijging van het voordeel (van 620 euro per gebruiker in 2003 naar 800 euro in 2005 en 1030 euro in 2006). Het gemiddelde bedrag per begunstigde is eerder een dalende functie van inkomensdeciel, maar de helling van deze afname is eerder beperkt (het hoogste bedrag treffen we aan in het tweede deciel (bv. 1190 euro in 2008) en het laagste in het negende (870 euro in 2008). Dit hangt samen met het feit dat de werkbonus op individueel niveau wordt toegekend. Het aandeel begunstigden is het grootst in het midden van de inkomensverdeling. Dit hoeft niet te verwonderen, aangezien werknemers zich relatief minder bevinden aan de onderkant van de inkomensverdeling (waar zich vooral ouderen en andere gezinnen zonder arbeidsinkomen situeren).

Grafiek 22. Gemiddelde werkbonus (WB) per gestandaardiseerd inkomensdeciel (gemiddelde over gebruikers WB) en % van de individuen dat van de WB gebruik maakt, 2003-2008. 1400

20,0%

18,0% 1200 16,0% 1000

Euro / jaar

12,0% 800 10,0%

% gebruik

14,0%

600 8,0%

6,0%

400

4,0% 200 2,0%

0,0% 1

totaal

Deciel 2008

2006

2005

2003

2005

2006

2008

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2004.

Als we ons toespitsen op het aandeel begunstigden als proportie van het aantal werknemers, dan komt wel een dalend patroon tot uiting. Ook hier blijkt weer de uitbreiding van het aantal begunstigden: in 2003 maakte 13% van de werknemers gebruik van de werknemers gebruik van deze maatregelen, in 2005 stijgt dit tot 29%, die zich doorzet in 2006 tot 36%. De toename situeert zich duidelijk aan de onderkant van de verdeling. Daar waar in 2003 rond de 30% van de werknemers in het laagste deciel profiteert van deze lastenverlaging, neemt dit voor de later jaren toe tot bijna 80%.

Grafiek 23. Proportie begunstigden van de werkbonus als % van aantal werknemers per deciel, 2003-2008. 90%

80%

70%

60%

50%

40%

30%

20%

10%

0% 1

totaal

deciel 2003

2005

2006

2008

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2004.

Effecten van de jobkorting op armoede â€“ Een maatregel voor werkenden die tot de Vlaamse bevoegdheid behoort, is de jobkorting. We passen een gelijkaardige analyse toe als bij de werkbonus (ditmaal wel op de gegevens van SILC 2006), en onderzoeken het effect van de jobkorting op armoede, alsook de verdeling over inkomens. We beschouwen de maatregel van 2008 alsook die van 2009. De belangrijkste verandering in dit beleid is de verruiming in 2009 naar alle werkenden. In 2008 was deze maatregel nog beperkt tot werkenden met een beroepsinkomen lager dan 22.000 euro. Tabel 28.

Effect introductie jobkorting (JK) op incidentie armoede, alle individuen.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Betrouwbaarheidsinterval (95%)

Voor JK

13.54

0.41

12.74

14.34

Na JK 2008

13.41

0.41

12.61

14.21

Na JK 2009

13.30

0.41

12.50

14.09

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006.

Tabel 29.

Effect jobkorting (JK) op kinderarmoede en individuen op actieve leeftijd.

Inkomensconcept

Individuen op actieve leeftijd

Kinderen

Voor JK

10.30

10.79

Na JK 2008

10.12

10.68

Na JK 2009

9.95

10.67

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006. (tabel met standaardfouten in bijlage)

Het effect op het algemeen armoedecijfer van de jobkorting is verwaarloosbaar: de armoede over de hele bevolking verandert niet significant door de introductie van de jobkorting. Dit geldt ook voor individuen op actieve leeftijd en kinderarmoede. Voor werknemers is het effect van de maatregel van 2009 het grootst, doch beperkt. Tabel 30.

Effect introductie jobkorting (JK) op incidentie armoede, % armen.

Inkomensconcept

alle werknemers

Werknemers

voltijds

deeltijds

voltijds heel jaar

Voor JK

3.33

2.31

3.56

1.79

Na JK 2008

3.16

2.24

3.24

1.73

Na JK 2009

2.91

1.93

3.24

1.40

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006. (tabel met standaardfouten in bijlage)

Onderstaande grafiek geeft weer wat het gebruik is per deciel van de jobkorting, en wat het gemiddeld bedrag is per individu (gemiddelde over alle individuen). De uitbreiding tussen 2008 en 2009 komt duidelijk tot uiting: veel meer individuen komen nu in aanmerking voor deze maatregel. Omdat de jobkorting enkel aan werkenden wordt toegekend, stijgt het bedrag en het aantal begunstigden in 2009 met inkomensdeciel. Grafiek 24. Gemiddelde jobkorting per gestandardiseerd inkomensdeciel (gemiddelde over alle individuen) en % van de individuen dat van de jobkorting gebruik maakt, 2008-2009. 70%

180

160 60% 140 50%

40%

100

30%

60 20% 40 10% 20

0% 1

2008

2009

deciel 2008 %

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006.

2009 %

totaal

% gebruik

euro/jaar

120

5.3 Uitkeringsbeleid Kinderbijslagen – We hebben gezien dat kinderarmoede in belangrijke mate geconcentreerd is bij gezinnen met minstens één kostwinner – dit is het geval voor zowat 60 procent van kinderen die opgroeien in financiële armoede. Bovendien hebben we gezien dat het nettoinkomen van een gezin met kinderen en één laagbetaalde kostwinner onvoldoende kan zijn om het gezin uit de armoede te houden. Zelfs een hypothetische nulbelasting van het brutoinkomen zou in sommige gevallen niet volstaan om een gezin uit de armoede te houden. Dit onderstreept het belang van directe cashtransfers zoals kinderbijslagen om armoede bij werkenden te voorkomen. De toelagen voor kinderen in België worden zoals we weten op verschillende manieren toegekend. De belangrijkste hiervan zijn de kinderbijslagen, de belastingverminderingen voor afhankelijke kinderen en de tegemoetkomingen voor de kinderopvang. In vergelijking met de andere landen spendeert België relatief veel aan kindgerelateerde cash transfers en belastingvoordelen. Zowel de kinderbijslag als de fiscale voordelen voor de gezinnen zijn relatief universeel van aard, in de zin dat ze niet gerelateerd zijn aan beroepsstatus of inkomens niveau. Dat betekent uiteraard niet dat de kindertoelagen dezelfde zijn voor alle gezinnen met kinderen: het systeem wordt gekenmerkt door progressieve schalen, wat betekent dat de toelage afhangt van het aantal kinderen in het gezin. Zo bedraagt de kinderbijslag voor een gezin met 2 kinderen bijvoorbeeld 2,84 keer meer dan de kinderbijslag voor een gezin met maar één kind; bij 3 kinderen is het 5,34 keer meer. Zo is ook het belastingkrediet voor een koppel met 2 kinderen 2,70 maal groter dan voor één kind, terwijl het voor 3 kinderen 4,54 maal groter is (zie Cantillon et al., 2006b). Het bedrag van de kinderbijslag neemt ook toe naarmate het kind ouder wordt. Een argument ter ondersteuning van deze sterke progressiviteit is dat dit systeem slechts een deel van de kosten dekt die kinderen met zich meebrengen. In dit opzicht is de sterk progressieve inslag nodig om de toenemende last van de niet-gedekte kosten draagbaar te houden, naarmate men meer kinderen heeft. Mede dankzij de comparatief genereuze aard van dit systeem is de kinderarmoede in België relatief beperkt: het niveau van de kinderarmoede in België is vergelijkbaar met het niveau in de Scandinavische landen (Whiteford en Adema, 2006). De armoedereducerende impact van de kindergerelateerde toelagen is eveneens vrij groot in comparatief perspectief (zie Corak et al., 2005). De laatste decennia is de kinderbijslag wel aangepast aan de gewijzigde koopkracht, maar toch heeft de bijslag niet gelijke tred gehouden met de toename van lonen en sommige andere uitkeringen. Bijgevolg heeft er zich, langzaam maar zeker een welvaartserosie voorgedaan (Cantillon & Goedemé, 2006a). Dit is vooral problematisch voor de gezinnen van wie het inkomen zich in het lagere deel van spectrum bevindt. In de volgende simulatieoefennig gaan we het effect na van een lineaire verhoging van de kinderbijslagen. We simuleren drie scenario’s, waarin de bestaande kinderbijslag met respectievelijk 10%, 20% en 30% wordt verhoogd. Met deze zeer gestileerde simulatie willen we een indicatie geven van het effect van kind gerelateerde uitkeringen op de incidentie van armoede. Initieel werden ook enkele alternatieve maatregelen gemodelleerd, zoals het verhogen van de bedragen van de schoolpremie tot een veelvoud van de huidige bedragen. De

resultaten hiervan werden echter niet opgenomen omdat de effecten slechts zeer marginaal bleken. Tabel 31.

Effect verhoging kinderbijslagen op incidentie armoede, alle individuen, Vlaanderen, 2006.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Basis

13.54

0.41

Betrouwbaarheidsinterval (95%) 12.74

14.34

+10%

13.27

0.41

12.48

14.07

+20%

13.04

0.40

12.25

13.83

+30%

12.78

0.40

11.99

13.56

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006.

Het effect van de gesimuleerde maatregelen op de armoede incidentie in Vlaanderen blijft zeer beperkt in alle scenario’s. De geobserveerde daling, beperkt tot minder dan een procentpunt zelfs in het meest uitgebreide scenario, is niet significant. Tabel 32.

Effect verhoging kinderbijslagen op incidentie armoede voor verschillende gezinstypes, Vlaanderen, 2006.

Inkomensconcept

alle gezinnen

Gezinnen met

Gezinnen met meer

met kinderen

1 kind

2 kinderen

3 kinderen

dan 3 kinderen

Basis

10.23

7.44

7.07

11.90

29.22

+10%

9.71

6.95

6.73

11.90

26.58

+20%

9.25

6.40

6.35

11.90

25.22

+30%

8.74

6.40

6.35

11.90

17.93

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006. (tabel met standaardfouten in bijlage)

In bovenstaande tabel bekijken we enkel de gezinnen met kinderen, de rechtstreekse doelgroep van de gesimuleerde maatregel. De gemiddelde daling in het percentage individuen dat risico loopt arm te zijn is sterker, maar opnieuw niet significant. Enkel het verschil tussen het basisscenario en het +30%-scenario bij gezinnen met meer dan drie kinderen is significant op het 90% betrouwbaarheidsniveau. De onverwachte invariabiliteit van het armoedepercentage bij gezinnen met drie kinderen is te wijten aan een ongelijke spreiding in de steekproef van de gezinnen met drie kinderen wiens inkomen zich onder de armoedelijn bevindt. Daarnaast toont onderstaande tabel dat gezinnen met één of twee kinderen een significant lager armoedepercentage kennen dan gemiddeld, terwijl we voor gezinnen met meer dan drie kinderen een significant hoger risico op armoede berekenen. Het lineair verhogen van de kinderbijslag, zoals in deze simulaties, is gezien haar kostprijs wellicht niet de meest efficiënte maatregel om de armoede te verminderen. Meer specifieke maatregelen (bv. gericht op grote gezinnen) zullen tot andere resultaten leiden, zowel in termen van armoedereducerence capaciteit als in termen van kostprijs.

Tabel 33.

Effect verhoging kinderbijslagen op kinderarmoede en individuen op actieve leeftijd, Vlaanderen, 2006.

Inkomensconcept

Werkende personen van

Niet werkende personen

Kinderen

actieve leeftijd (16-64j)

van actieve leeftijd (16-64j)

(< 16j)

Basis

4.53

23.18

10.79

+10%

4.43

22.58

10.31

+20%

4.28

22.23

9.80

+30%

4.21

21.92

8.92

Bron: eigen berekeningen op basis van MISIM en EU-SILC 2006. (tabel met standaardfouten in bijlage)

Tabel 33 toont een voorbeeld van de onderlinge verbondenheid van de verschillende soorten armoede. Door de kinderbijslag te verhogen wordt ook de armoede bij personen van actieve leeftijd gereduceerd (doch niet significant). De gesimuleerde extra kinderbijslag wordt immers opgenomen in het beschikbaar gezinsinkomen. Onderstaande grafiek geeft de verdeling weer van de gesimuleerde bedragen bovenop de bestaande kinderbijslag in de 3 scenarioâ€™s, alsook het percentage gezinnen met kinderen in Vlaanderen. Gemiddeld bedraagt de extra kinderbijslag 330 euro in het +10% scenario, 665 euro in het +20% scenario, en bijna 1000 euro per jaar per gezin voor het +30%-scenario. De concentratie van gezinnen met kinderen is het hoogst in de middelhoge decielen, en het kleinst bij gezinnen aan de uiteinden van de inkomensverdeling.

1400

70%

1200

60%

1000

50%

800

40%

600

30%

400

20%

200

10%

0% 1

deciel +10%

+20%

+30%

% begunstigden

Totaal

% begunstigden

euro/jaar

Grafiek 25. Gemiddelde verhoging van de kinderbijslag over de gezinnen die deze ontvangen, en percentage individuen in een gezin dat kinderbijslag ontvangt, per deciel, Vlaanderen, 2006.

5.4 Meerverdienerschap stimuleren Eénverdienersgezinnen lopen duidelijk een steeds groter armoederisico in een tijdperk waarin de gemiddelde levensstandaard, en bijgevolg de relatieve armoedegrens, steeds sterker bepaald wordt door de levenstandaard van een gezin met twee inkomens. Twee arbeidsinkomens in een gezin vormt zowat de beste bescherming tegen armoede die er is. Daarbij heeft het eigenlijk weinig belang of een van de partners een laagbetaalde of deeltijdse job heeft. Van belang is de aanwezigheid van twee inkomens. Armoede onder tweeverdieners komt eigenlijk enkel voor als ze een groot gezin te onderhouden hebben. In continentaal Europa, met inbegrip van België en Vlaanderen, blijft vooral het niveau van niet-tewerkstelling bij laaggeschoolde vrouwen hoog. Esping-Andersen (1999) heeft lang aangevoerd dat de continentale verzorgingsstaten er verkeerdelijk voor hebben gekozen om de geprivilegieerde positie van de mannelijke kostwinner te bestendigen binnen de arbeidsmarkt/sociale zekerheid nexus, onder meer door middel van hoge (minimum)lonen, beperkingen op tijdelijk en deeltijds werk, maar ook door de blijvende kostwinnersbias in sociale zekerheids- en fiscale systemen (afgeleide rechten, huwelijksquotiënt). In vele Europese landen worden potentiële tweede kostwinners geconfronteerd met ongunstige financiële incentieven voor het opnemen van relatief laagbetaald werk. Dit is vooral het geval in landen waar de inkomens van partners samen belast worden. In landen met individuele belastingsystemen vallen kleinverdieners vaak onder een gunstig belastingtarief of zijn ze zelfs volledig vrijgesteld van belastingen. Maar in het geval van een gezamenlijk belastingsysteem kunnen ze geconfronteerd worden met erg hoge effectieve marginale belastingtarieven. In landen waar het kostwinnersmodel actief wordt ondersteund door het belastingstelsel, kan de situatie nog slechter zijn. De OESO heeft berekend dat in landen België laagbetaalde tweede kostwinners belast worden tegen een effectief marginaal belastingtarief van 50 procent, wat ongeveer hetzelfde niveau is als in Duitsland en Frankrijk (Immervoll en Barber, 2006). Immervoll en Barber (2006) hebben ook de effectieve belastingvoet berekend voor tweede verdieners die een laagbetaalde job aannemen (67% van APW), rekening houdend met de impact van fiscaliteit en parafiscaliteit, alsook de netto kosten voor gesubsidieerde kinderopvang. Deze meerbelasting blijkt opvallend hoog te zijn voor de volledige OESO (69% gemiddeld). Uit de resultaten blijkt dat landen zoals Nederland (78 procent), het Verenigd Koninkrijk (82 procent), Frankrijk (89 procent) en Ierland (101 procent) de hoogste effectieve belastingvoet opleggen aan laagbetaalde tweede verdieners met kinderen. In al deze gevallen zijn de kosten voor de kinderopvang de belangrijkste oorzaak. De Scandinavische landen doen het veel beter in dit opzicht: Zweden en Noorwegen zitten op respectievelijk 41 en 53 procent. Denemarken (85 procent) is het Scandinavische buitenbeentje, vanwege de belastingen. Wat misschien nog meer opvalt is de relatief goede prestatie van “conservatieve” verzorgingsstaten zoals Duitsland (60 procent) and Oostenrijk (63 procent). Portugal, dat het relatief goed doet op het vlak van belastingen op tweede verdieners, presteert minder goed als men rekening houdt met de kosten voor kinderopvang (73 procent). België neemt met een effectieve belastingvoet van 73% een middenpositie in, hoewel de impact van de fiscale en parafiscale component relatief groot is (50 %). Met andere woorden,

het is omwille van de relatief goedkope gesubsidieerde kinderopvang dat België de middenpositie inneemt. Het is echter belangrijk te benadrukken dat deze effectieve belastingvoeten niet rechtstreeks gerelateerd zijn met tewerkstellingsuitkomsten – de relatie is in feite opvallend zwak. De Scandinavische landen scoren goed, zoals te verwachten valt, behalve misschien in het geval van Denemarken waar de feitelijke marginale belasting van tweeverdienerschap comparatief hoog ligt. Maar Frankrijk, bijvoorbeeld, heeft een groter aantal werkende moeders dan Duitsland ondanks het minder participatievriendelijke systeem daar. Het feit dat er geen rechtstreekse relatie bestaat tussen de hoeveelheid beleidsondersteuning gegeven aan werkende moeders en de effectieve arbeidsmarktparticipatie van moeders is aangetoond in verschillende studies (zie, bijvoorbeeld, Gornick en Meyers, 2003; Del Boca en Viuri, 2005; Steiber, 2007). Dit is misschien omdat andere factoren, naast de netto kostprijs, een rol spelen. De feitelijke beschikbaarheid van plaatsen in de kinderopvang is waarschijnlijk een belangrijke factor, vooral bij kinderopvang op onregelmatige uren, iets wat erg belangrijk kan zijn voor laagopgeleide vrouwen die werk zoeken in de persoonlijke dienstensfeer. De (perceptie van de) kwaliteit van de kinderopvang is waarschijnlijk een andere factor, al blijft over de impact van dergelijke factoren weinig geweten. De mate van culturele ondersteuning voor werkende moeders zou ook een bepalende factor zijn in de verschillen tussen landen (Steiber, 2007). Zoals reeds aangegeven in de sectie over de inkomenspositie van werkenden blijft Vlaanderen geconfronteerd met een globale schaarste aan gesubsidieerde kinderopvangplaatsen, vooral in bepaalde locaties. Uit onderzoek van Kind en Gezin (2007) blijkt dat één op de tien ouders die op zoek gaat naar kinderopvang er geen vindt. Dit treft voornamelijk alleenstaande ouders, laaggeschoolde ouders en ouders van allochtone origine. Kinderopvang, zeker gesubsidieerde kinderopvang, is ook niet steeds beschikbaar buiten de reguliere werktijden. Dit is met name relevant voor mensen zijn op jobs in de dienstensector waar atypische en flexibele werktijden courant zijn (denk aan schoonmaak, horeca, distributie, etc.). Over de knelpunten in de kinderopvang is reeds een uitgebreide literatuur beschikbaar - we gaan er in dit rapport bijgevolg niet uitgebreid op in (Ghysels en Debacker, 2007; Kind en Gezin, 2008; Ghysels, 2009).

Een dynamische analyse van tewerkstellingsgroei op armoede

impact

van

een

verdere

We hebben aangevoerd dat het stimuleren van meerverdienerschap en dus het stimuleren van de tewerkstellingsgroei in het algemeen kan helpen armoede te bestrijden. Die groei van de tewerkstelling is ook het objectief dat de Vlaamse overheid zich heeft gesteld, meer bepaald de realisatie van het Lissabon 70% tewerkstellingsobjectief. In deze sectie gaan we aan de hand van een dynamisch model onderzoeken wat de mogelijke gevolgen zijn van een tewerkstellingsgroei op de armoede en inkomensverdeling. Kan een strategie van tewerkstellingsgroei er daadwerkelijk voor zorgen dat de armoede daalt, of zijn er noodzakelijke voorwaarden die vervuld moeten zijn vooraleer arbeid zich manifesteert als een springplank uit de armoede? Een aanzet om bovenstaande vragen te beantwoorden werd in de literatuur gegeven middels shift-share analyse. Op basis van een eenvoudige shift-share-oefening ontdekten Fritzell en Rittakalio (2004) dat sommige landen een veel lager armoedecijfer zouden halen als ze een arbeidsparticipatie per gezin hadden en een (socio-demografische) structuur gelijkaardig aan die van Zweden, het best presterende land. Opmerkelijk is echter dat het stimuleren van de arbeidsparticipatie, vooral tweeverdienerschap, tot op het niveau van Zweden een erg verschillende impact zou hebben naargelang van land. Landen zoals Duitsland of Canada zouden zelfs een hoger hypothetisch armoedecijfer krijgen. Een gelijkaardige oefening van Whiteford en Adema (2006) met betrekking tot kinderarmoede leidde tot dezelfde resultaten; als gevolg van het grotere aantal tweeverdieners zou de armoedegraad in het algemeen dalen, maar het effect is in sommige landen erg duidelijk en in andere verwaarloosbaar. Hun resultaat voor België is dat het hypothetisch verhogen van tweeverdienerschap naar het niveau van Denemarken de kinderarmoede in België zou reduceren van 3.3% naar 2.5%. Een substantiële reductie dus, maar geen eliminatie 17. Deze simulatievorm blijft erg rudimentair en werpt geen licht op de vraag hoe lonen verdeeld worden bij stijgende tewerkstelling. Daarom stellen we een dynamische analyse van de effecten van tewerkstellingsgroei in Vlaanderen voor. De dynamische analyse moet ons in staat stellen om uitspraken te doen over de evolutie van in-work-poverty en inkomensverdeling in Vlaanderen in het kader van tewerkstellingsgroei. We kunnen in principe verschillende scenario’s implementeren en het effect ervan op vlak van inkomensverdeling en armoede becijferen. In deze bijdrage hebben we geopteerd om de Lissabon strategie van 70 procent tewerkstelling te implementeren. De dynamische analyse bestaat uit een innoverende techniek om na te gaan of tewerkstellingsgroei functioneert als inkomensherverdelend en/of armoedebestrijdend beleid. Voor zover we weten, werd het dynamische karakter van tewerkstellingsgroei nog niet eerder geëxploreerd in de literatuur. We willen de dynamische analyse starten door te kijken wie de grootste kans heeft op het vinden van werk aan de hand van karakteristieken van het arbeidsaanbod op individueel en 17

De data komen van de LIS databank. Voor België wordt het jaar 1995 gebruikt en de kinderarmoede (min18-jarigen) wordt berekend op basis van de 50% mediaan armoedenorm.

gezinsniveau. Daarnaast schatten we een loonvergelijking voor de personen die niet aan het werk zijn en dus geen arbeidsinkomen hebben. Deze 2 modellen kunnen geschat worden op basis van de SILC 2006. Na deze 2 resultaten, kunnen we de werkzaamheidsgraad gradueel verhogen, en zien welke niet-werkenden (of inactieven) tewerkgesteld zouden worden en aan welk loonniveau dit gebeurt. De innovatie bestaat erin dat de individuen met de grootste kans op werk, als eerste in aanmerking komen voor een (geschat) arbeidsinkomen. Het simuleren van deze tewerkstellingsgroei moet gepaard gaan met een correcte inschatting van de fiscale verwerking van de bruto arbeidsinkomsten en de repercussies van de arbeidsdeelname op de ontvangen uitkeringen (bv. kinderbijslag, werkloosheidsuitkering). Het is belangrijk om te onderstrepen dat het gaat om een exogene tewerkstellingsgroei. De tewerkstellingskans en het gesimuleerde arbeidsinkomen zijn beide het product van individuele en gezinskarakteristieken. Er wordt niet gekeken naar specifieke vraagfactoren zoals de groei en verdeling tussen verschillende sectoren en er worden geen hypotheses gemaakt over wat de tewerkstellingskans kan bepalen in de toekomst. Deze assumpties leggen enkele zware beperkingen op aan de interpretatie van de resultaten: de nieuwe gesimuleerde arbeidsinkomens zijn immers gebaseerd op de huidige tewerkstelling en arbeidsinkomens. Toch laten de resultaten toe om te kijken of nieuwe werkenden bijdragen tot een daling in de armoede, voor zover de tewerkstellingsgroei voor de hele economie geldt.

Data en methode â€“ Door middel van een multivariaat probabiliteitsmodel, kunnen we per individu de kans op tewerkstelling schatten aan de hand van individuele determinanten van tewerkstelling en gezinskarakteristieken. Vervolgens gaan we na welk loon zou kunnen verdiend worden door niet-werkenden. We kunnen dit voorspellen aan de hand van de geobserveerde lonen van werkenden. De standaard methode om dit te schatten is de Heckman aanpak (Heckman, 1979), die veronderstelt dat selectie een significante vertekening van de resultaten kan betekenen bij het schatten van het potentiĂŤle arbeidsinkomen van nietwerkenden. We hebben de verklarende variabelen geselecteerd op basis van de literatuur en de beschikbaarheid in SILC. Hieronder worden de verschillende variabelen en dummies (=0-1 variabelen) toegelicht. Verklaarde variabelen: Werkstatus

dummy=1 indien individu werkt. Een individu is werkzaam indien de meerderheid van de afgelopen 12 maanden als tewerkgesteld worden opgegeven en indien er een inkomen uit arbeid als werknemer is.

Ln(Brutoloon)

de logaritme van het brutoloon uit arbeid bij werknemers.

Verklarende variabelen: Vrouw

dummy=1 indien het individu een vrouw is

Leeftijd

de leeftijd van het individu

Leeftijd²

de gekwadrateerde leeftijd

Werkervaring

het aantal jaren in betaalde arbeid

Werkervaring²

de gekwadrateerde werkervaring

Partner

dummy=1 indien het individu een partner heeft (samenwonend of getrouwd)

Kinderen

het aantal kinderen in het huishouden

Ln(HH_inkomen)

de logaritme van de som van de arbeidsinkomens van de andere leden van het gezin

School2

dummy=1 indien het individu hoger secundair onderwijs opgeeft als hoogste diploma

School3

dummy=1 indien het individu post-secundair, niet hoger onderwijs opgeeft als hoogste diploma

School4

dummy=1 indien het individu hoger onderwijs opgeeft als hoogste diploma

Geboorteland=EU

dummy=1 indien het individu geboren is in de EU, maar niet in België

Geboorteland=rest

dummy=1 indien het individu geboren is buiten de EU

Handicap

dummy=1 indien het individu beperkt is in zijn/haar activiteiten omwille van gezondheidsproblemen

We hebben ervoor gekozen om het brutoloon per maand te gebruiken en niet expliciet rekening te houden met het aantal gewerkte uren. We houden wel impliciet rekening met de arbeidsduur door te controleren voor gezinsgrootte, en het arbeidsinkomen van de anderen. Deze vereenvoudiging van het model laat de mogelijkheid open om geen hypotheses over het aantal gepresteerde uren bij gesimuleerde werkenden te maken. Er wordt alleen rekening gehouden met inkomens van werknemers, omdat inkomens uit zelfstandige arbeid soms negatief zijn en deze klein in aantal zijn en de resultaten te sterk beïnvloeden. De analyse wordt uitgevoerd voor mensen die wonen in Vlaanderen.

Resultaten – De Heckman aanpak geeft ten eerste een schatting voor de kans op werk. Dit is een probabiliteitsvergelijking met individuele en gezinskarakteristieken als determinanten om de kans op werk (als dummy werkstatus) te verklaren. In Tabel 34 worden de relevante resultaten weergegeven.

Tabel 34.

Resultaten schatting kans op werk.

Werkstatus

coëfficiënt

standaardfout

p-waarde

Vrouw

-0.06759

0.046929

0.15

Leeftijd

0.114789

0.022169

Leeftijd²

-0.00268

0.000262

werkervaring

0.114382

0.010485

Werkervaring²

-0.00073

0.000231

0.002

Partner

0.16472

0.057533

0.004

kinderen

-0.13677

0.023478

Ln(HH_inkomen)

0.020671

0.005064

school2

0.226403

0.061224

school3

0.296611

0.131045

0.024

school4

0.600811

0.062576

Geboorteland=EU

-0.07601

0.117255

0.517

Geboorteland=rest

-0.17845

0.11117

0.108

handicap

-0.37301

0.061008

_cons

-1.54074

0.399039

Log likelihood = -2028.363; Aantal observaties = 4438; LR chi2(14) = 1906.89; Prob > chi2 = 0.0000; Pseudo R² = 0.3198. Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Een eenvoudige test leert ons dat we 80.04% van de geobserveerde individuen correct klasseren als werkend op basis van bovenstaand model. De coëfficiënten in Tabel 35 zijn moeilijk te interpreteren omdat het een niet-lineair model is. Het teken van de coëfficiënten is wel relevant: de kans op werk stijgt met leeftijd en werkervaring, maar in afnemende mate (negatief teken bij de gekwadrateerde variabelen). Als er een partner is, stijgt de kans op werk. Hoe groter het aantal kinderen, hoe kleiner de kans op werk. De som van de arbeidsinkomens van andere gezinsleden heeft een positief effect op de kans op werk, alsook het hoogst behaalde opleidingsniveau. Gezondheidsproblemen daarentegen zorgen voor een verminderde kans op werk. De dummies die het geslacht en het geboorteland weergeven zijn niet significant verschillend van nul.

Tabel 35.

Resultaten Heckman loonvergelijking.

Ln(brutoloon)

coëfficiënt

standaardfout

p-waarde

vrouw

-0.36568

0.018193

Leeftijd

-0.03304

0.010866

0.002

Leeftijd²

0.000639

0.000131

werkervaring

0.010635

0.005463

0.052

Werkervaring²

-0.00039

0.000116

0.001

Partner

0.041004

0.023491

0.081

Ln(HH_inkomen)

-0.00347

0.002105

0.1

school2

0.103187

0.026375

school3

0.14131

0.050001

0.005

school4

0.366945

0.027384

_cons

10.60104

0.190044

Log likelihood = -3433.803 Aantal observaties = 4438 Aantal observaties met “werkstatus=0” = 1763 Aantal observaties met “werkstatus=1” = 2675 LR chi2(10) = 841.72 Prob > chi2 = 0.0000 LR test of indep. eqns. (rho = 0): chi2(1) =

74.11 Prob > chi2 = 0.0000

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

De leeftijd en het arbeidsinkomen van andere gezinsleden hebben een kleine negatieve invloed op de hoogte van het arbeidsinkomen. Werkervaring en een partner hebben, hebben een kleine positieve invloed. Van groter belang zijn opleiding (positief) en vrouw zijn (negatief). De selectie op individuen die werkzaam zijn, maakt wel degelijk uit (zie LR test), dus we kunnen ervan uitgaan dat een model dat selectie verwaarloost, vertekende resultaten zou opleveren. We gebruiken de eerste schattingen om de individuen te rangschikken volgens kans op werk. De individuen die al werken, hebben natuurlijk de grootste geschatte kans op werk. Bij de individuen die niet werken, de inactieven, selecteren we de eerste 432. Door de tewerkstelling van 432 individuen te simuleren, krijgen we immers een tewerkstellingsgraad van 70% in Vlaanderen. In de SILC 2006 is de tewerkstellingsgraad immers 60.27% 18 (ongewogen) wat gelijk is aan 2675 op 4438 individuen in de steekproef. Indien de individuen gewogen worden aan de hand van de gewichten uit SILC, krijgen we een heel gelijkaardig percentage (61.01%). In de regressies maken we geen gebruik van de gewichten (omwille van technische redenen). In de frequentietabellen wordt wel gewogen. De 432 gesimuleerde werkenden geven we een arbeidsinkomen dat gelijk is aan het voorspelde arbeidsinkomen. Om hun beschikbaar gezinsinkomen correct in te schatten, berekenen we eerst een netto 18

We hebben ervoor gekozen om de tewerkstellingsgraad te definiëren als het aandeel werkenden in de bevolking op actieve leeftijd. Deze laatste groep is jonger dan 65 jaar en ouder dan 16, en geen student die inwoont bij één van de ouders.

arbeidsinkomen en trekken we de uitkeringen die verkregen werden door inactiviteit van het beschikbaar gezinsinkomen af. Het gaat om pensioenen, werkloosheidsuitkeringen en ziekteen invaliditeitsuitkeringen. Kinderbijslagen blijven op hetzelfde niveau.

Inkomensverdeling en armoede – Er zijn 432 individuen die een gesimuleerd loon krijgen. Dit aantal is nodig om de Lissabon doelstelling te halen voor Vlaanderen, en ze werden geselecteerd omdat ze de grootste kans op werk hebben. In deze sectie onderzoeken we welke gevolgen dit heeft voor de armoede en inkomensverdeling en in het bijzonder wat het effect is voor armoede bij werkenden. We gaan in eerste instantie na welke individuen een gesimuleerd arbeidsinkomen krijgen, en wat de hoogte ervan is. Vervolgens kijken we welke effecten dit heeft op de armoede voor de hele bevolking en de werkende in het bijzonder. De gesimuleerde arbeidsinkomens komen in de eerste plaats vooral ten goede aan gezinnen met kinderen (2 of meer). De resultaten wijzen op een lichte oververtegenwoordiging van koppels met 1 of meer kinderen in de groep van individuen die een gesimuleerd arbeidsinkomen ontvangen. Hoewel er in de gewogen steekproef vrouwen een kleine meerderheid vormen (50.45%), is het aandeel vrouwen in de groep van gesimuleerde arbeidsinkomens, kleiner dan de helft (44.56%). Omdat de activiteitsgraad groot is in de leeftijdscategorieën van 25 tot en met 55, hebben we hier meer mensen met gesimuleerde arbeidsinkomens. 37.98% van de mensen met een gesimuleerd arbeidsinkomen behoort tot leeftijdsgroep van 35- tot 44-jarigen, terwijl er van de hele populatie op beroepsactieve leeftijd slechts 27.02% tot deze leeftijdsgroep behoort. In Tabel 36 wordt de verdeling van de bruto arbeidsinkomens gepresenteerd. Wanneer we voor de groep van werkenden (werkelijke en gesimuleerde) de arbeidsinkomens van klein naar groot rangschikken en verdelen in vijf gelijke groepen (quintielen), vinden we dat het eerste quintiel ondervertegenwoordigd is in de gesimuleerde arbeidsinkomens. Tabel 36 leert ons dat in het vierde quintiel 22.54% van de arbeidsinkomens gesimuleerd is. Van alle gesimuleerde arbeidsinkomens zit er dan ook 36.44% in dit vierde quintiel. Tabel 36.

Quintielverdeling van de brutolonen, Vlaanderen, 2006.

Quintiel obv alle brutolonen 1 2 3 4 5 Totaal

Procentuele verdeling van de gesimuleerde arbeidsinkomens 1.31% 20.86% 19.34% 36.44% 22.05% 100%

Percentage gesimuleerde arbeidsinkomens per quintiel 1.03% 14.31% 13.39% 22.54% 14.98% 13.78%

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Zorgt de tewerkstellingsgroei vooral voor jobs in huishoudens zonder betaalde arbeid, of gaat de extra tewerkstelling vooral naar gezinnen waar al arbeid aanwezig is? Het antwoord hierop is genuanceerd: ongeveer één vierde van de nieuwe arbeid gaat naar gezinnen zonder arbeidsinkomens (Tabel 37). Bijna alle andere gesimuleerde arbeidsinkomens (69.63%) vloeien naar gezinnen waar al één persoon aan het werk was. We vinden een toename van het

aantal meerverdieners. Het aantal individuen in een gezin met 0 of 1 arbeidsinkomen neemt dan weer af. Tabel 37.

Aantal werkenden per huisouden voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006. % individuen op

% individuen op actieve

actieve leeftijd voor

leeftijd na simulatie

simulatie

Proportie van de gesimuleerde werkenden per gezinstype (op actieve leeftijd)

0 werkenden

23.09%

18.02%

1 werkende

37.8%

29.97%

24.71%

2 werkenden

36.07%

47.85%

69.63%

3 of 4 werkenden

3.04%

4.16%

5.66%

Totaal

100%

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Vervolgens wordt nagegaan of de gesimuleerde arbeidsinkomens gaan naar gezinnen met kinderen. Tabel 38 toont aan dat de gezinnen met 2 kinderen het sterkst oververtegenwoordigd zijn in de groep van gesimuleerde arbeidsinkomens. Tabel 38.

Aantal kinderen per gesimuleerde werkende, Vlaanderen, 2006. % individuen op actieve

% gesimuleerde werkenden per

leeftijd

gezinstype (op actieve leeftijd)

0 kinderen

51.38%

39.86%

1 kind

20.44%

21.63%

2 kinderen

19.13%

25.64%

3 kinderen

6.86%

9.75%

4 of meer kinderen

2.2%

3.12%

Totaal

100%

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

In Tabel 39 wordt weergegeven wat het gemiddelde inkomen is per inkomensquintiel van de hele bevolking. Het betreffende inkomen is het gestandaardiseerd beschikbaar gezinsinkomen per maand vĂłĂłr de simulatie in de eerste kolom en na de simulatie in de derde kolom. De basis waarop de quintielgrenzen zijn berekend is voor de twee eerste kolommen het inkomen voor de simulatie. In de tweede en de vierde kolom staan respectievelijk de tewerkstellingsgraden per quintiel voor en na de simulatie. In de twee laatste kolommen staan de procentuele toenames in gemiddeld inkomen en tewerkstellingsgraad per quintiel.

Tabel 39.

Inkomensquintielen en aantal werkenden voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006.

Quintiel obv

Gemiddeld

Proportie

Gemiddeld

Proportie

alle inkomens

inkomen voor

werkenden in

inkomen na

werkenden in

voor

simulatie

de hele

simulatie

de hele

simulatie

(€/maand)

bevolking

(€/maand)

bevolking na

voor

(K3-K1)/K1

(K4-K2)/K2

simulatie

simulatie K1

863

7.51%

1076

13.69%

24.70%

82.29%

1286

23.48%

1463

28.98%

13.78%

23.42%

1650

38.16%

1808

43.63%

9.56%

14.33%

2029

49.05%

2153

53.94%

6.12%

9.97%

2923

55.01%

3087

60.63%

5.62%

10.22%

Totaal

1750

34.64%

1917

40.17%

9.56%

15.96%

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Uit Tabel 39 komt naar voor dat de relatieve stijging van het beschikbaar gezinsinkomen dankzij toegenomen tewerkstelling vooral naar het onderste quintiel gaat. De stijging is in alle quintielen merkbaar, en neemt af naarmate we stijgen op de inkomensladder. Dit betekent niet dat de gesimuleerde inkomens vooral in het voordeel spelen van de onderste inkomens. Integendeel: de verdeling van de gesimuleerde arbeidsinkomens over de quintielen op basis van de inkomens voor de simulatie, is redelijk evenwichtig met een kleine voorsprong in het laagste quintiel die vooral ten koste gaat van het aantal gesimuleerde arbeidsinkomens in het vierde quintiel. Als we de totale bevolking op actieve leeftijd in beschouwing nemen zie Tabel 40), vinden we een duidelijkere oververtegenwoordiging van lage gezinsinkomens (vóór simulatie) bij de gesimuleerde werknemers. Toch vinden we in alle quintielen gesimuleerde werknemers terug en dit met een gelijkaardig aandeel per quintiel (variërend van 14 tot 28%). Kortom, we simuleren arbeidsinkomens voor alle lagen van de bevolking, maar het effect ervan op het gezinsinkomen is veel groter bij de lagere inkomensklassen. Kolom 6 van Tabel 40 toont opnieuw dat de verdeling van de tewerkstellingsgroei sterk in het voordeel speelt van de lagere inkomens. In het laagste deciel stijgt de tewerkstelling relatief het sterkst en maakt ook het inkomen relatief de grootste sprong.

Tabel 40.

Inkomensquintielen en aantal werkenden op actieve leeftijd voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006.

Quintiel obv

Gemiddeld

Proportie

Gemiddeld

Proportie

alle inkomens

inkomen op

werkenden in

inkomen op

werkenden in

actieve

de bevolking

actieve

de bevolking

leeftijd voor

op actieve

leeftijd na

op actieve

simulatie

leeftijd voor

simulatie

leeftijd na

(€/maand)

simulatie

(€/maand)

simulatie

936

22.95%

1244

1432

55.15%

1783

4 5 Totaal

op actieve leeftijd voor simulatie

(K3-K1)/K1

(K4-K2)/K2

36.83%

32.94%

60.48%

1618

65.2%

12.99%

18.22%

70.74%

1964

80.67%

10.16%

14.04%

2168

79.64%

2274

86.23%

4.87%

8.27%

3078

76.59%

3246

84.88%

5.45%

10.82%

1880

61.01%

2070

70.76%

10.10%

15.98%

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

In Tabel 41 worden dezelfde quintielen als hierboven gebruikt (op basis van inkomens vóór simulatie en op actieve leeftijd). De totale brutoloonsom wordt berekend per quintiel. We zien dat de bruto arbeidsinkomens relatief vooral ten goede komen van personen in het laagste quintiel. Het gemiddelde bruto maandloon en de totale brutoloonsom verdubbelen bijna. Tabel 41.

Quintielen van arbeidsinkomens op actieve leeftijd voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006.

Quintiel

Gemiddeld

Totale som bruto

Gemiddeld

Totale som

obv alle

bruto

arbeidsinkomens

bruto

inkomens

arbeidsinkomen

op actieve leeftijd

arbeidsinkomen

arbeidsinko

op actieve

voor simulatie

op actieve

mens op

leeftijd voor

(€/maand)

leeftijd na

actieve

simulatie

leeftijd na

(€/maand)

leeftijd voor simulatie

(K3-K1)/K1

simulatie (€/maand)

462

418,293

899

809,307

94.57%

1,215

1,091,200

1,516

1,364,000

24.72%

1,767

1,545,867

2,078

1,818,667

17.59%

2,363

2,091,467

2,543

2,182,400

7.59%

2,947

2,546,133

3,238

2,818,933

9.88%

Totaal

1,751

7,729,333

2,055

9,093,333

17.35%

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

In Tabel 42 wordt het percentage van mensen met een risico op een laag inkomen (of relatieve armoede) van de realiteit vergeleken met de gesimuleerde resultaten. In de eerste kolom staan de gewogen resultaten op basis van de oorspronkelijke gegevens. Het gaat dus om de werkelijke situatie in Vlaanderen. De armoedelijn is de grens uitgedrukt in € per maand waaronder een alleenstaande valt indien hij of zij als arm wordt beschouwd. De tweede kolom 78

bevat de gesimuleerde gegevens, waarbij 432 individuen een gesimuleerd loon krijgen. We zien een lichte stijging voor de drie armoedemaatstaven die gebruikt worden. Dit is telkens te wijten aan de stijging van de armoedelijn. Dit fenomeen wordt duidelijk als we naar de derde kolom kijken. Hier staat de armoede incidentie in de gesimuleerde situatie, maar op basis van constante armoedelijnen, die werden berekend op de situatie vóór de simulatie. Voor de drie armoedemaatstaven geldt dat er een daling is van de armoede incidentie. De gegevens uit Tabel 42 worden getoond in Grafiek 26. De linkse vertikale as geeft de armoede incidentie weer in procenten. De rechtse vertikale as de armoedelijn voor een alleenstaande in euro per maand voor de oorspronkelijke situatie en de situatie na simulatie (die voor de drie armoedemaatstaven hoger ligt). We besluiten hieruit dat de simulatie van de arbeidsinkomens erin slaagt om heel wat mensen uit de armoede te halen, maar tegelijkertijd de armoedelijn doet stijgen. De keuze van een relatieve armoedemaatstaf zorgt er in dit geval voor dat de armoede na de simulatie toeneemt. In constante termen zien we echter een belangrijke daling van de armoede. Tabel 42.

Armoede voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006. Realiteit

Gesimuleerd

Gesimuleerd met

7.39%

8.34%

6.17%

834

897

834

13.71%

15.24%

11.79%

constante armoedelijn Armoede 50% 1

Armoedelijn (€/maand) Armoede 60% 1

Armoedelijn (€/maand) Armoede 70% Armoedelijn1 (€/maand) 1

1001

1077

1001

23.22%

24.58%

19.91%

1167

1256

1167

De armoedelijn geldt voor een alleenstaande. Voor andere gezinstypes dient de armoedelijn vermenigvuldigd

te worden met de equivalentieschaal. Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Grafiek 26. Armoede en armoedelijn voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006. 1400

30.00%

1200

1000

% in armoede

20.00%

800 15.00% 600

10.00% 400

armoedelijn alleenstaande (euro/maand)

25.00%

5.00% 200

0.00%

0 armoede 50% gesimuleerd

armoede 60% realiteit

realiteit

gesimuleerd

armoede 70% gesimuleerd met constante armoedelijn

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

We bekijken vervolgens de situatie onder werkenden. Iemand is werkzaam indien hij of zij een positief arbeidsinkomen opgeeft (als werknemer) en indien tijdens het referentiejaar grotendeels gewerkt werd. Individuen boven de leeftijd van 64 en afhankelijke kinderen worden verwijderd uit de selectie. De steekproef bevat nog 4438 individuen, waarvan 2675 (gewogen aantal=2708) werkenden in de situatie voor de simulatie. Na de simulatie komen er 432 (gewogen aantal=430) werkenden bij, wat het totaal brengt op 3107 (gewogen aantal=3140) werkenden. Tabel 43.

Werkende armen voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006.

Bevolking op actieve leeftijd ongewogen aantal Werkzaam voor simulatie ongewogen aantal Werkzaam na simulatie ongewogen aantal 1

armoede 60% voor simulatie

armoede 60% na simulatie

10.27%

10.61%

470

485

2.31%

2.97%

1.64%

2.58%

De bevolking op actieve leeftijd omvat personen die jonger zijn dan 65 en geen afhankelijk kind zijn.

Studenten die bij de ouders wonen worden hier dus niet in meegeteld. Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Van alle individuen op actieve leeftijd met een gesimuleerd arbeidsinkomen zijn er 67 die financieel arm zijn. Al deze personen, behalve ĂŠĂŠn, worden uit de armoede getild door het gesimuleerde arbeidsinkomen. Dit laatste geldt zowel voor de constante armoedelijn als de variabele, die wordt aangepast na de stijging van de armoedelijn door het opnemen van de gesimuleerde arbeidsinkomens. Wanneer we alle individuen op actieve leeftijd onder de loep 80

nemen, zien we na de simulatie 109 individuen onder de nieuwe armoedelijn vallen, die voor de simulatie over een groter inkomen dan de armoedelijn beschikten. Van deze groep zijn er 30 die tewerkgesteld waren. De stijging van de armoedelijn, zorgt dus niet alleen voor een aantal nieuwe armen bij de inactieve bevolking, maar er zijn ook werkenden die in de financiĂŤle armoede terecht komen na de simulatie. 94 individuen maken de omgekeerde sprong, en slagen erin om dankzij hun eigen gesimuleerd arbeidsinkomen (of dat van een gezinslid op actieve leeftijd) de armoede waarin men voor de simulatie verkeerde, te ontsnappen. Van de 94 zijn er 14 niet aan het werk. In Grafiek 27 wordt de armoede incidentie onder personen op actieve leeftijd afgebeeld door de lijn. De blokken geven weer wat het procentueel aandeel van de oorspronkelijk werkenden en de gesimuleerde werkenden is in de totale armoede. Er zijn drie verschillende armoede maatstaven gebruikt. De eerste is de armoede incidentie voor de simulatie. We vinden hierin geen gesimuleerde werkenden terug, en bijna 14% van de armen heeft betaald werk. De armoede incidentie na de simulatie, op basis van de constante armoedelijn van de oorspronkelijke inkomens, is de tweede armoedemaatstaf. We zien een lichte stijging van het aandeel werkenden (oorspronkelijke plus gesimuleerde) ten opzichte van de vorige situatie. De armoede incidentie is wel gedaald tot 8.15%. De derde maatstaf is de armoede incidentie met behulp van de variabele armoedelijn die aangepast wordt voor de stijging in het mediaan inkomen als gevolg van de gesimuleerde arbeidsinkomens. We vinden dezelfde stijging terug: het aandeel van de werkenden in de totale armoede incidentie is gestegen. Grafiek 27. Arme werkenden voor en na simulatie, Vlaanderen, 2006. 20 % 18 16 14 12 10 8 6 4 2 0 armoede 60% voor simulatie

armoede 60% na simulatie, constant

armoede 60% na simulatie, variabel

proportie gesimuleerde werkenden in armoede

0.23

0.17

proportie oorspronkelijk werkenden in armoede

13.72

13.99

17.07

armoede incidentie

10.27

8.15

10.61

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Grafiek 28 geeft dezelfde informatie als Grafiek 27 voor de niet-arme bevolking op actieve leeftijd. De gesimuleerde werkenden komen - op ĂŠĂŠn na - allemaal terecht in de groep van de 81

niet-armen. Hierdoor verhoogt het aandeel van de werkenden in de groep van niet-armen. Toch zien we opnieuw dat dit uitsluitend aan de nieuwe, gesimuleerde arbeidsinkomens te wijten is, want dat het aandeel van de werkenden voor de simulatie licht afneemt. Grafiek 28. Niet-arme werkenden, Vlaanderen, 2006. 100 % 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 armoede 60% voor simulatie

armoede 60% na simulatie, constant

armoede 60% na simulatie, variabel

proportie gesimuleerde werkenden in niet-armoede

10.59

10.88

proportie oorspronkelijk werkenden in niet-armoede

66.43

65.19

66.23

niet-armoede incidentie

89.73

91.85

89.39

Bron: eigen berekeningen op basis van EU-SILC 2006.

Besluit â€“ In dit hoofdstuk wordt gekeken hoe tewerkstelling en armoede evolueren onder een scenario van 70% tewerkstelling vanuit een dynamisch perspectief. Er wordt gekeken naar het effect van het simuleren van een arbeidsinkomen voor diegenen die de grootste kans hebben op werk. Uit de analyse blijkt dat de grote winnaars van de nieuwe arbeidsinkomens vooral de personen in het onderste quintiel van de inkomensverdeling zijn. Zij gaan er relatief het sterkst op vooruit. De nieuwe arbeidsinkomens gaan vooral naar gezinnen waar al een arbeidsinkomen aanwezig was, hoewel toch 1 op de 4 gesimuleerde arbeidsinkomens ten goede komt aan baanloze gezinnen. Als we de oorspronkelijke armoedelijn gebruiken, en constant houden voor de situatie na de simulatie (met gestegen tewerkstelling), bekomen we een gedaalde armoede incidentie. De variabele armoedelijn ligt hoger dan de constante dankzij de stijging in het mediane inkomen als gevolg van het toegenomen aantal arbeidsinkomens. Hierdoor stijgt de relatieve armoede. We vinden een kleine stijging van het aantal werkenden in armoede, maar dit ligt niet aan de nieuwe gesimuleerde arbeidsinkomens. De nieuwe armen â€“ diegenen die vallen onder de variabele armoedelijn â€“ zijn werkenden of inactieven waarvan niemand in het gezin een gesimuleerd arbeidsinkomen ontvangt. Algemeen kan geconcludeerd worden dat een verhoging van het aantal werkenden zeker gevolgen heeft op de verdeling van de inkomens. Wanneer extra tewerkstelling uitsluitend ten goede komt aan baanloze gezinnen, zal er zeker een positief effect zijn op de armoede. Dit laatste geldt zeker in het geval van een constante armoedelijn, en wellicht ook voor een 82

variabele armoedelijn. Wanneer er echter, zoals in bovenstaande simulatie, ook gezinnen waar reeds werkenden aanwezig zijn, profiteren van de gestegen tewerkstelling, kan de stijging in het mediane inkomen zorgen voor een gestegen armoede (met variabele armoedelijn) en ook voor een stijging van het procentuele aantal werkenden in de bevolking onder de armoedelijn. De hoogte van de arbeidsinkomens moet er dan voor zorgen dat de gezinnen met de nieuwe werkenden uit de armoede kunnen ontsnappen. Dit is voor de door ons gesimuleerde arbeidsinkomens ook het geval. Tenslotte dient te worden opgemerkt dat de inactieven met de grootste kans op werk, waaraan een gesimuleerd arbeidsinkomen gegeven wordt, geen armoederisico hebben dat ver boven het gemiddelde ligt. Hoewel het model verfijnd dient te worden om meer gedetailleerde conclusies te kunnen trekken, kan er toch worden gesteld dat het effect van een toename in tewerkstelling, geen eenduidige gevolgen heeft op de relatieve armoede incidentie.

Samenvatting en beleidsaanbevelingen Bevindingen Vlaanderen kent in Europees vergelijkend perspectief relatief weinig werkende armen. Van alle Vlaamse werkenden is naar schatting zowat 2,5 procent financieel arm volgens de relatieve 60% grens (zoals berekend voor België – indien we een Vlaamse relatieve armoedenorm hanteren is dat dichter bij 5 procent). Bij de voltijdse werknemers is dat nog lager, bij de deeltijdse werknemers iets hoger. Bij zelfstandigen is de armoedeincidentie aanzienlijk hoger, maar betrouwbare inkomensmeting bij deze groep is moeilijker dan voor werknemers. Elementen zoals een relatief gunstige sociaal-demografische structuur (relatief weinig éénoudergezinnen), een relatief gecomprimeerde loonstructuur, een zekere ondersteuning van zowel kostwinnerschap (bv. huwelijksquotiënt) als tweeverdienerschap (de relatief sterke uitbouw van kinderopvang), universele kindertoeslagen op een relatief hoog niveau (en daaraan gekoppeld: relatief weinig werkende jongeren), dragen ertoe bij dat het aandeel werkende armen vrij laag is. Dit relatief gunstige beeld voor wat de armoede onder werkenden betreft moeten we echter sterk nuanceren. De relatief lage armoedegraad onder werkenden is voor een groot stuk een gevolg van het feit dat de laagste regionen van de inkomensverdeling overwegend worden bevolkt door een comparatief groot aandeel inactieven, voor wie de armoedegraad relatief hoog is door de veelal ontoereikende vervangingsuitkeringen. Toch is zowat een kwart van de Vlamingen op actieve leeftijd die in financiële armoede leven tewerkgesteld. Deze armoede onder werkenden wordt sterk geassocieerd, zelfs vereenzelvigd met relatief laagbetaalde tewerkstelling. Dit rapport ontkracht deze perceptie. Van de 7 procent Vlamingen die een relatief laag arbeidsinkomen hebben - dit wordt internationaal gebruikelijk gedefinieerd als een bruto loon bij voltijdse tewerkstelling dat lager is dan 67% van het mediaan bruto loon – is slechts een minderheid (ongeveer 6 procent) financieel arm. Dat komt omdat de grote meerderheid van de mensen met een laag arbeidsinkomen leven in een gezin waar er meerdere (arbeids-)inkomens zijn. Een laag arbeidsinkomen wordt in de regel pas problematisch indien dat inkomen de behoeften van meerdere afhankelijken (kinderen en/of volwassenen) moet dekken. Een voltijdse job aan het minimumloon volstaat voor een levenstandaard boven de armoedenorm indien er geen afhankelijke gezinsleden zijn. Indien die er wel zijn - een afhankelijke partner en/of kinderen - dan ontstaat er wel een probleem als het gezin geen of niet voldoende andere inkomensbronnen heeft. Dat is het geval indien het gezin in de onmogelijkheid verkeert een tweede (arbeids-)inkomen te verwerven, zoals in het geval van alleenstaande ouders, of indien de partner niet wenst te werken of kan werken. Voor dat laatste kunnen er heel diverse

redenen zijn: arbeidsongeschiktheid, werkloosheid ten gevolge van onvoldoende kwalificaties of lokale werkschaarste, problemen om zorg en arbeid te combineren. Het fenomeen van de “werkende armen” hangt dan ook sterk samen met een onvermogen om voldoende arbeidsinkomen te genereren op gezinsniveau in een tijdperk waarin de gemiddelde levensstandaard in essentie wordt bepaald door het tweeverdienersinkomen. Cruciaal voor een adequate beleidsconceptualisatie is het inzicht dat de problematiek van de “werkende armen” niet mag gezien worden als een bijzonder fenomeen dat losstaat van het algemene armoedevraagstuk en bijgevolg een aparte aanpak vraagt. Nemen we een klassiek kostwinnersgezin waar de man werkt en de vrouw niet werkt. De mannelijke kostwinner heeft een loon dat rond het minimumloon ligt. Er zijn twee afhankelijke kinderen en het gezin leeft bijgevolg in financiële armoede. Als we de armoede die we bij dat gezin observeren via de kostwinner bekijken, dan benoemen we die persoon als een ‘werkende arme’. Als we datzelfde gezin observeren via de niet-werkende partner dan stellen we ook armoede vast. Alleen conceptualiseren we het dan als armoede die voortvloeit uit niet-tewerkstelling. En als we de armoede binnen datzelfde gezin observeren via de kinderen dan noemen we het kinderarmoede. In de drie gevallen hebben we het eigenlijk over hetzelfde armoedefenomeen. De consequentie is dat een doelmatig beleid voor de werkende armen een integraal en onlosmakelijk deel uitmaakt van een doelmatig armoedebeleid voor kinderen en mensen op actieve leeftijd in het algemeen. Een verdere consequentie is dat we hier keuzes moeten maken die normatief niet neutraal zijn. Als we het armoedeprobleem bij dat gezin concipiëren als een probleem van een inadequaat kostwinnersinkomen dan zijn de beleidsconsequenties duidelijk anders dan als we het concipiëren als een probleem dat voortvloeit uit het feit dat de partner geen inkomen heeft, of dat er geen adequate compensatie voor de kost van kinderen is.

Beleidsopties overwogen De beleidsoptie die gebruikelijk wordt geassocieerd met de bestrijding van armoede bij werkenden is de verhoging van het minimumloon. Onze analyse laat op een robuuste wijze zien dat zelfs substantiële verhogingen van het minimumloon maar veeleer marginale directe effecten kunnen hebben op armoede onder werkenden (of op armoede in het algemeen). Eén reden is dat slechts een zeer beperkt deel van de werkende bevolking daadwerkelijk een loon op minimumloonniveau heeft. Een tweede reden is dat de meesten binnen die beperkte groep zich niet aan de onderkant van de verdeling bevinden in termen van hun levensstandaard – dat is het totaal beschikbaar gezinsinkomen gecorrigeerd voor gezinsgrootte. Een verhoging van het minimumloon zou veeleer een inkomensstijging brengen voor diegenen die zich al in het midden van de welvaartsverdeling bevinden. Dat wil niet zeggen dat een verhoging van het minimumloon geen financieel soelaas zou brengen aan met name alleenstaanden en alleenstaande ouders die moeten rondkomen met een minimumloon. Feit blijft dat de spillover naar niet-armen zeer substantieel zou zijn. Dat is met name relevant indien er jobverlies verbonden is aan het verhogen van het minimumloon.

Om deze reden zijn er ook beperkingen wat lastenverlagingen op lage lonen vermogen in termen van het verminderen van armoede. De werkbonus brengt een substantiële inkomenswinst voor mensen met een laag arbeidsinkomen. Maar zoals gezegd bevinden de meesten daarvan zich niet aan de onderkant van de welvaartsverdeling maar veeleer in het midden. De grote meerderheid begunstigden van de werkbonus bevinden zich niet in financiële armoede, of zelfs in de buurt van de armoedelijn. De impact van de werkbonus op de armoede is dus beperkt. Een expansie van een maatregel zoals de werkbonus is bovendien uitgeput op het niveau van de minimumlonen, tenzij men naar een daadwerkelijke toeslag zou willen evolueren, naar model van de Angelsaksische ‘negatieve belastingen’. Het armoederendement van een dergelijke maatregel zou echter zeer klein zijn. Bovendien zet de verzekerings- en met name de equivalentielogica van de sociale zekerheid beperkingen op dergelijke vormen van inkomensgerelateerde selectiviteit. Fiscale maatregelen bieden in principe een beter perspectief om de inkomenspositie van gezinnen en niet individuen met een laag arbeidsinkomen te verbeteren. Het theoretisch rendement in termen van armoedereductie zou potentieel veel hoger kunnen zijn omdat men daadwerkelijk middelen kan richten op de onderkant van de inkomensverdeling en niet op de onderkant van de loonverdeling – dat zijn twee totaal verschillende gegevenheden zoals we hebben aangetoond. Het probleem met fiscale maatregelen is echter meerledig: a) het probleem om ‘reële’ en ‘artificieel’ lage fiscale inkomens voldoende accuraat te onderscheiden, met de legitimiteitsproblemen vandien; b) het beperkt vermogen om via de fiscaliteit in te spelen op financiële noden op het moment dat ze zich daadwerkelijk stellen. Forfaire fiscale maatregelen op individueel niveau zoals de jobkorting hebben, zoals de werkbonus, een zeer beperkt effect op armoede; er is integendeel een belangrijk Matteüseffect aan verbonden. Een verdere beleidsopties is het beter ondersteunen van de combinatie gezin-arbeid. Eénverdienersgezinnen lopen een aanzienlijk armoederisico in een tijdperk waarin de gemiddelde levensstandaard, en bijgevolg de relatieve armoedegrens, in essentie wordt bepaald door de levensstandaard van een gezin met twee inkomens. Een aanzienlijk deel van de armoede onder werkenden situeert zich bij ‘klassieke’ kostwinnersgezinnen. De combinatie gezin-arbeid blijft in veel gevallen een knelpunt. Over de voorbije jaren zijn tal van initiatieven ontplooid of op stapel gezet om knelpunten te helpen wegwerken: herhaalde uitbreidingsrondes in de gesubsidieerde kinderopvang, hernieuwde aandacht voor het voorrangsbeleid, proefprojecten inzake flexibele kinderopvang, het gebruik van dienstencheques voor kinderopvang, de aanzet tot incorporatie van zelfstandige onthaalouders in gesubsidieerde en bijgevolg inkomensgerelateerde voorzieningen. In welke mate deze initiatieven daadwerkelijk voldoende soelaas (zullen) bieden blijft nog te evalueren. In deze context is de positie van éénoudergezinnen bijzonder precair. Relatief weinigen slagen er in hun volle verdienpotentieel te realiseren, vooral niet als er jonge kinderen zijn. Men kan een legitiem debat voeren over de wenselijkheid en haalbaarheid van het stimuleren van (voltijdse) tewerkstelling bij alleenstaande ouders. Maar hen helpen hun verdienpotentieel te realiseren is duidelijk een significante beleidsoptie als men financiële armoede wil bestrijden bij deze groep. Een daadkrachtig geïmplementeerd voorrangsbeleid op het niveau van de kinderopvang kan hier een rol spelen.

Er is een belangrijke overlapping tussen kinderarmoede en armoede bij gezinnen die overwegend met één arbeidsinkomen rondkomen. Het armoederisico voor kinderen die opgroeien in een gezin zonder een werkende volwassene is bijzonder hoog (ongeveer 70%). Maar slechts een kleine minderheid van Vlaamse kinderen (ongeveer 5%) leeft in een dergelijk gezin. Een werkende volwassene reduceert het risico zeer aanzienlijk, maar niettemin is het zo dat 60% van de Vlaamse kinderen die geconfronteerd worden met financiële armoede leven in een gezin met minstens één werkende volwassene. Bijna 1 op 5 leeft in een gezin met twee werkende volwassenen. Dit wijst op het belang van kindergerelateerde uitkeringen. Internationaal gezien hebben we een relatief genereus stelsel van kindgerelateerde uitkeringen (kinderbijslagen en belastingverminderingen). Niettemin laten simulaties zien dat verdere verhogingen van deze uitkeringen een significante impact kunnen hebben op armoede, met name bij grotere gezinnen. Een adequaat beleid is bijgevolg een meersporenbeleid a) omdat de “werkende armen” een diverse groep vormen en bijgevolg een gediversifieerde aanpak vragen en b) omdat elke beleidsparameter – zij het loonzetting, fiscaliteit, parafiscaliteit, uitkeringen – zich in de regel slechts tot incrementalistische aanpassingen leent. Daarnaast zijn er belangrijke interdependenties tussen beleidsdomeinen. Om dit punt kort te illustreren: maatregelen die zich selectief toespitsen op lage lonen zouden een stuk druk kunnen wegnemen om hogere minimumlonen te negotiëren, met alle mogelijke afwentelingskosten vandien. Als een geïsoleerde maatregel kan een verhoging van het minimumloon slechts een geringe impact op armoede hebben maar het minimumloon blijft niettemin een essentieel onderdeel van de beleidsmix. Dat het puur stimuleren van tewerkstellingsgroei een beleidsroute is haar limieten geeft indien we armoedebestrijding beogen hebben we geïllustreerd aan de hand van een simulatie. Gebruik makend van een tentatief dynamisch simulatiemodel ontwikkeld in het kader van deze studie zijn we nagegaan wat de mogelijke gevolgen zijn voor armoede van een tewerkstellingsgroei tot het niveau van 70% in Vlaanderen. Het model laat zien dat tewerkstellingsgroei complexe effecten heeft op armoede en op de inkomensverdeling. Enerzijds is het zo dat mensen die de transitie maken van inactiviteit naar een job hun persoonlijke inkomenspositie in de regel sterk zien verbeteren. Anderzijds heeft dit als effect dat de relatieve armoedenorm weer wat hoger komt te liggen waardoor anderen – in de regel diegenen met de zwakste kansen op de arbeidsmarkt – weer wat verder verwijderd raken van de rest. In onze simulatie gaan de nieuwe arbeidsinkomens vooral naar gezinnen waar al een arbeidsinkomen aanwezig was – dus niet naar gezinnen echt aan de onderkant van de inkomensverdeling-, hoewel toch 1 op de 4 gesimuleerde arbeidsinkomens ten goede komt aan baanloze gezinnen. Hoewel het model verfijnd dient te worden om meer gedetailleerde conclusies te kunnen trekken, kan toch worden gesteld dat het effect van een toename in tewerkstelling, zonder gepast flankerend beleid, geen eenduidig positieve gevolgen heeft op de armoede. Tot slot dienen we een aantal beperkingen van deze studie aangegeven. Een eerste element is dat we hier enkel hebben gekeken naar mensen in reguliere tewerkstelling. We weten uit ander onderzoek dat de echt laagbetaalde segmenten van de arbeidsmarkt zich buiten het reguliere circuit bevinden. Een tweede beperking is dat we omwille van databeperkingen nog niet veel weten over mobiliteitspatronen. In welke mate zijn ‘werkende armen’ opwaarts mobiel, dan wel geneigd (terug) in inactiviteit of werkloosheid terecht te komen? Een derde 87

beperking, is dat de in dit rapport gepresenteerde profielschets vrij schematisch blijft, dit vooral ook omwille van databeperkingen – de SILC steekproef voor Vlaanderen laat immers maar een beperkte graad van detail toe. Deze aangehaalde beperkingen kan men beschouwen als een aansporing voor een meer diepgaande analyse. Mensen die ‘in stilte’ rondkomen met een arbeidsinkomen en toch problemen ondervinden om de eindjes financieel aan mekaar te knopen, een betaalbare huisvesting te vinden, hun kinderen de nodige kans te geven etc,. zijn inderdaad in vele opzichten aan het ‘institutionele’ gezichtsveld onttrokken. Ze dreigen in die zin inderdaad een onzichtbare groep te blijven. Ze verdienen allicht beter.

Referenties Bargain, O. & K. Orsini (2007), ‘Beans for breakfast? How exportable is the British Workfare Model?’, in O. Bargain (ed.), Microsimulation in action. Policy Analysis in Europe using EUROMOD. Research in Labour Economics. Oxford, Elsevier, 25, p. 165-198. Bazen, S. & N. Skourias (1997), ‘Is There a Negative Effect of Minimum Wages in France?’, European Economic Review, 41, p. 723-732. Blank, R., R. Card & P. Robins (1999), Financial Incentives for Increasing Work and Incomes among Low-Income Families, NBER Working Paper 6998, Cambridge: National Bureau of Economic Research. Brewer, M. (2003), The New Tax Credits, Briefing Note no. 35, The Institute for Fiscal Studies, London. Brewer, M., T. Clark & M. Myck (2001), Credit where it’s due? An assessment of the new tax credits, commentary 86, The Institute for fiscal studies. Brewer, M., A. Duncan, A. Shephard & M.J. Suarez (2006), “Did working families’ tax credit work? The impact of in-work support on labour supply in Great Britain”, Labour Economics, 13, p. 699-720. Bundesministerium für Wirtschaft und Technologie (2002), “Reform des Sozialstaats für mehr bescheftigiung im Berich gering qualifizierte Arbeit”, Report Bundesministerium für Wirtschaft und Technologie. Cahuc, P. (2002), A quoi sert la prime pour l’emploi?, Revue Française d’Economie, 16 (3), p. 3-61. Cantillon B., I. Marx I. & K. Van den Bosch (2003b), ‘The puzzle of egalitarianism: relationship between employment, wage inequality, social expenditure and poverty’, European Journal of Social Security, 5 (2), p. 108-127. Cantillon, B. & T. Goedemé (2006a), ‘De kinderbijslag in het werknemersstelsel: een terugblik in de toekomst. Reflecties bij 75 kinderbijslag’, Belgisch Tijdschrift voor Sociale Zekerheid, 48 (1), p. 7-34. Cantillon, B., B. Kerstens & G. Verbist (2003), ‘Les effets rédistributifs de la réforme de l’impôt des personnes physiques’, Cahiers Economiques de Bruxelles, 46 (1), p. 71-98. Cantillon, B., G. Verbist & I. Segal (2006b), ‘Dekken de voorzieningen voor hoger onderwijs de studiekosten? Een doorlichting van de studiefinanciering in Vlaanderen’, Tijdschrift voor Onderwijsrecht en Onderwijsbeleid, vol.2005-2006 (4-5), p. 368-388. Carpentier, S., B. Cantillon, K. Van den Bosch & G. Verbist (2006), ‘Een analyse van de noodzakelijke voorwaarden om indicatoren beleidsanalytisch te gebruiken in het kader van de Belgische Nationale Actieplannen Sociale Insluiting’, Belgisch Tijdschrift voor Sociale Zekerheid, 48 (3), p. 327-366. Corak, M., C. Lietz & H. Sutherland (2005), Impact of Tax and Transfer Systems on Children in the European Union. EUROMOD Working Paper EM9/05, The Microsimulation Unit, University of Essex. Corak, M., C. Lietz & H. Sutherland (2005), The Impact of Tax and Transfer Systems on Children in the European Union. IZA Discussion Paper 1589. De Boyser, K. (2008), ‘Armoede en deprivatie in de rand van de arbeidsmarkt’, in J. Vranken, G. Campaert, K. De Boyser, C. Dewilde & D. Dierickx (red.), Armoede en Sociale uitsluiting. Jaarboek 2008. Leuven: Acco, p. 75-88. Debels, A. (2008), ‘Maakt een flexibele job arm?’, J. Vranken, G. Campaert, K. De Boyser, C. Dewilde & D. Dierickx (red.), Armoede en Sociale uitsluiting. Jaarboek 2008. Leuven: Acco, p. 177-197. 89

Del Boca, D. & D. Vuri (2005), Labour Supply and Child Care Costs: The Effect of Rationing, Bonn, IZA DP #1779. Dolado, J., F. Felgueroso & J. Jimeno (2000), The Role of the Minimum Wage in the Welfare State: An Appraisal. IZA Discussion Paper 152. Dolado, J., F. Kramarz, S. Machin, A. Manning, D. Margolis & K. Teulings (1996), ‘The Economic Impact of Minimum Wages in Europe’, Economic Policy, p. 319-372. Eissa, N. & H. Hoynes (2004), ‘Taxes and the Labor Market Participation of Married Couples: The Earned Income Tax Credit’, Journal of Public Economics, 88, p. 19311958. Eissa, N. & J. Liebman (1996), ‘Labor Supply Response to the Earned Income Tax Credit’, Quarterly Journal of Economics, 112 (2), p. 605-637. Esping-Andersen, G. (1996), ‘Welfare States without Work: the Impasse of Labour Shedding and Familialism in Continental European Social Policy’, in G. Esping-Andersen (ed.), Welfare States in Transition; National Adaptations in Global Economies. London: Sage. Esping-Andersen, G. (1999), Social Foundations of Post-industrial Economies. Oxford: Oxford University Press. Europese Commissie (2004), Employment in Europe, Recent Trends and Prospects. Directorate-General for Employment and Social Affairs. Formby, J., J. Bishop & H. Kim (2005), Minimum Wages and Poverty: An Evaluation of Alternatives. Amsterdam: Elsevier, 222p. Förster, M & M. Mira d’Ercole (2005), Income Distribution and Poverty in OECD Countries in the Second Half of the 1990s. OECD Social Employment and Migration Working Papers, No. 22, Paris: OECD. Fritzell, J. & V.-M. Ritakallio (2004), Societal Shifts and Changed Patterns of Poverty. Luxembourg Income Study Working Paper No. 393, LIS: Luxembourg. Ghysels, J. & M. Debacker (2007), Zorgen voor kinderen in Vlaanderen: een dagelijkse evenwichtsoefening? Leuven: Acco, 288p. Goodin, R. & J. LeGrand (1987), Not Only the Poor; The Middle Classes and the Welfare State. London: Unwin Hyman. Gornick, J. & M. Meyers (2003), Families That Work: Policies for Reconciling Parenthood and Employment. New York: Russell Sage Foundation. Gosling, A. (1996), ‘Minimum Wages: Possible Effects on the Income Distribution’, Fiscal Studies, p. 31-48. Granier, P. en J. Nyssen (1995), Réduction des charges sociales sur les emplois non-qualifiés, chomage et croissance. GREQAN Document de Travail 95A05, Marseille: GREQAM. Horrigan, M. & R. Mincey (1993), ‘The Minimum Wage and Earnings and Income Inequality’, in S. Danziger & P. Gottschalk (eds.), Uneven Tides: Rising Inequality in America. New York: Russell Sage Foundation, p. 251-75. Hotz, V.J. & J.K. Scholz (2003), ‘The Earned Income Tax Credit’, in R. Moffit (ed.), Meanstested Transfer Programs in the U.S.. University of Chicago Press. Hui, W. & P. Trivedi (1986), ‘Duration Dependence, Targeted Employment Subsidies and Unemployment Benefits’, Journal of Public Economics, 31, p. 105-129. Immervoll, H. (2007), Minimum Wages, Minimum labour Costs and the Tax Treatment of Low-Wage Employment, OECD Social, Employment and Migration Working Papers No. 46, OECD, Paris, 23p. Immervoll, H. (2007), Minimum Wages, Minimum Labour costs and the tax treatment of lowwage employment. OECD Social, Employment and Migration Working Papers no.46, Paris: OECD. Immervoll, H. & D. Barber (2006), Can Parents Afford to Work? Childcare Costs, TaxBenefit Policies and Work Incentives. IZA Discussion Paper 1932n: IZA. Jongen, E.L.W. (1998), Vouchers for the Long-term Unemployed: a Simulation with MIMIC. Research Memorandum No. 139. Den Haag: Centraal Planbureau. 90

Jongen, E.L.W. (1999), What Can we Expect from Subsidies for the Long-term Unemployed?, De Economist, 147 (2), p. 205-228. Kind en Gezin (2007), Rapport Zoekproces Kinderopvang. Knijn, T. & M. Kremer (1997), Gender and the Caring Dimension of Welfare States: Towards Inclusive Citizenship, Social Politics, 4 (3), p. 328-361. Korpi, W. & J. Palme (1998), ‘The Paradox of Redistribution and Strategies of Equality: Welfare State Institutions, Inequality and Poverty in the Western Countries’, American Sociological Review, 63, p. 661-687. Kramarz, F. & T. Philippon, (2001), ‘The Impact of Differential Payroll Tax Subsidies on Minimum Wage Employment’, Journal of Public Economics, 82 (1), p. 115-146. Laroque, G. & B. Salanié (1999), Breaking Down Married Female Non-Employment in France. CEPR Discussion Paper 2239. Layte, R. & C. Whelan (2003), ‘Moving in and out of poverty’, European Societies, 5 (2), p. 167-191. Leitner, S. (2005), ‘Conservative Familialism Reconsidered: the Case of België’, Acta Politica, 40, p. 419-439. Lohman, H. & I. Marx (2008), ‘The different faces of in-work poverty across welfare state regimes’, in H.J. Andrez & H. Lohmann (eds.), The Working Poor in Europe; Employment, Poverty and Globalization. London: Edward Elgar. Malinvaud, E. (1998), Les cotisations sociales à la charge des employeurs: analyse économique. Rapport au Premier Ministre, Conseil d’Analyse Economique, Paris. Marx, I & G. Verbist (2008), ‘Combating in-work poverty in Europe: the policy options assessed’, in H.J. Andrez & H. Lohmann (eds.), The Working Poor in Europe; Employment, Poverty and Globalization. London: Edward Elgar. Marx, I. (2001), ‘Job subsidies and cuts in employers’ social security contributions: The verdict of empirical evaluation studies’, International Labour Review, 140 (1), p. 69-85. Marx, I. & G. Verbist (2008), ‘When famialism fails: the nature and causes of in-work poverty in Belgium’, in H.J. Andrez & H. Lohmann (eds.), The Working Poor in Europe; Employment, Poverty and Globalization. London: Edward Elgar. Marx, I. & G. Verbist (1998), ‘Low-paid work and poverty: a cross-country perspective’, in S. Bazen, M. Gregory & W. Salverda (eds.), Low-wage employment in Europe. Cheltenham: Edward Elgar. Marx, I. & G. Verbist (1998), ‘Low-paid work and poverty: a cross-country perspective’, in S. Bazen, M. Gregory & W. Salverda (eds.), Low-wage employment in Europe. Cheltenham: Edward Elgar. Marx, I. & G. Verbist (2008), ‘Werkend en arm in Europa’, Over.Werk, September 2008. Marx, I., (2007), A New Social Question? On Minimum Income Protection in the Postindustrial Era. Amsterdam: Amsterdam University Press. Mishel, L. & J. Bernstein (2003), The State of Working America 2002-2003. Armonk (NY): M.E. Sharpe. Mühlau, P. & W. Salverda (2000), ‘Employment effects of low-wage subsidies: The case of ‘SPAK’ in the Netherlands’, in W. Salverda, B. Nolan & Lucifora (eds.), Policy Measures for Low-Wage Employment in Europe. Edward Elgar. Nelson, K. (2004), ‘Mechanisms of Poverty Alleviation: anti-poverty effects of non-means tested and means-tested benefits in five welfare states’, Journal of European Social Policy, 14 (4), p. 371-390. Neumark, D. & W. Wascher (1997), Do Minimum Wages Fight Poverty? Working Paper 6127. Cambridge: National Bureau of Economic Research Nickell, S. & B. Bell (1997), ‘Would Cutting Payroll Taxes on the Unskilled have a Significant Impact on Unemployment?’, in D.J. Snower & G. de la Dehesa (eds.), Unemployment Policy: Government Options for the Labour Market. Cambridge: Cambridge University Press. 91

Nolan, B. & I. Marx (2000), ‘Low Pay and Household Poverty’, in M. Gregory et al. (ed.), Labour Market Inequalities: Problems and Policies of Low-wage Employment in International Perspective. Oxford: Oxford University Press, p. 100-119. Nolan, B. & I. Marx (2001), ‘Low pay and household poverty’, in M. Gregory, W. Salverda & S. Bazen (eds.), Low wage employment: A European Perspective. Oxford: Oxford University Press. Nolan, B. & I.Marx (2009), ‘Inequality, Poverty and Social Exclusion’, in W. Salverda, B. Nolan & T. Smeeding (eds.), Oxford Handbook of Economic Inequality. Oxford: Oxford University Press. OECD (1998), Employment Outlook, Paris. OECD (2003), Employment Outlook, Paris. OECD (2005), Employment Outlook, Paris. OECD (2007), Employment Outlook, Paris. OESO (verschillende jaren), Employment Outlook, Parijs: OESO. OESO (verschillende jaren), OESO Economic Survey: België, Parijs: OESO. Oxley, H., Th.-Th. Dang, M. Förster & M. Pellizari (2001), ‘Income inequalities and poverty among children and households with children in selected OECD countries’, in K. Vleminckx & T. Smeeding (eds), Child Well-being, Child Poverty and Child Policy in Modern Nations: What do we know. Bristol: Policy Press, p. 371-405. Phelps, E. (1997), Rewarding Work. Cambride M.A.: Harvard University Press. Polanen Petel, V.C.A. van, T.W. Hu, J. de Koning & C. van der Veen (1999), Werkgelegenheidseffecten van de SPAK en VLW. Rotterdam: NEI. Scholtz, J.K. (1996), ‘In-work benefits in the United States: The Earned Income Tax Credit’, The Economic Journal, January, p. 156-169. Sneessens, H. & F. Shadman (2000), ‘Analyse macro-économique des effets de réductions ciblées des charges sociales’, Revue Belge de Securité Sociale, 3, p. 613-630. Snower, D.J. (1994), Converting Unemployment Benefits into Employment Subsidies, AEA Papers and Proceedings, 84, p. 65-70. Snower, D.J. (1997), The Simple economics of Benefit Transfers, in D.J. Snower & G. de la Dehesa (eds.), Unemployment Policy: Government Options for the Labour Market. Cambridge: Cambridge University Press. Steiber, N. (2007), The Linkages between Work and Family: State of Knowledge and Policy Implications. Equalsoc Policy Paper #2. Sutherland, H. (1997). A National Minimum Wage and In-Work Benefits. Employment Policy Institute. Sutherland, H. (2001), The National Minimum Wage and In-Work Poverty. DAE Working Papers 0111, Cambridge. Trendrapport Vlaamse arbeidsmarkt 2008. Het jaar van de ommezwaai? - Tielens M. et al., WSE Report 2008. Vandermeerschen, E. (2007), Valkuilen, hefbomen en acties voor het zinvol en duurzaam activerien van mensen in armoede naar kwalitatieve tewerkstelling. Eindrapport van het project ‘Het activeren van mensen in armoede naar werk: van good and bad practices tot mogelijke remedies’, Vlaams Netwerk van Verenigingen waar armen het woord nemen, Brussel. Verbist, G. (2004), Redistributive Effect and Progressivity of Income Taxes: An International Comparison across the EU using EUROMOD. EUROMOD Working Paper EM5/04, The Microsimulation Unit, Cambridge University, 52p. Verbist, G., L. De Lathouwer & A. Roggeman (2007), ‘Labour Market Activation Policies: A comparison of the use of tax credits in Belgium, the UK and the US’, in J. De Koning (ed.), The Evaluation of Active Labour Market Policies, p. 57-92. Vlaams Netwerk van verenigingen waar armen het woord nemen, Memorandum. Vlaamse verkiezingen 2009. 92

Vranken, J., G. Campaert, K. De Boyser, C. Dewilde, C. & D. Dierickx (2008), Armoede en Sociale uitsluiting. Jaarboek 2008. Leuven: Acco. Wetzels, C. (2005), â€˜Supply and Price of Childcare and Female Labour Force Participation in the Netherlandsâ€™, Labour, 19, p. 171-209. Whiteford, P. & W. Adema (2007), What works best in reducing child poverty: a benefit or work strategy? OECD Social Employment and Migration Working Papers, No. 51, Paris: OECD.

Appendix A. Methodologische toelichting standaardsimulaties Deze gepresenteerde berekeningen zijn gebaseerd op STASIM (Statisch Simulatiemodel), een gebruiksvriendelijk standaardsimulatiemodel over de periode 1989-2008 voor een brede loonwaaier en een breed gamma van inactieve en werkende typegezinnen. De standaardsimulaties vertrekken vanuit een aantal assumpties, waarmee dient rekening te worden gehouden bij de interpretatie van de resultaten. We verduidelijken in de volgende paragrafen (1) de algemene assumpties van STASIM en (2) de specifieke veronderstellingen per uitkeringstype.

Algemene assumpties De standaardsimulatie berekent voor de verschillende cases van uitkeringsafhankelijkheid en werk een netto beschikbaar gezinsinkomen. Dat netto inkomen wordt afgeleid uit de bruto inkomens van de verschillende gezinsleden. Het traject van bruto naar netto kan als volgt samengevat worden : D = Y0 + Ybruto - SB(Y0 + Ybruto) + Tr(Y0 + Ybruto) - T(Y0 + Ybruto) - VK waarbij - Y0 het bruto inkomen van de andere gezinsleden (de partner) uit tewerkstelling of uitkering vertegenwoordigt. Dit wordt over de verandering in activiteit constant gehouden tijdens de simulatie. - Ybruto het bruto inkomen is, uit tewerkstelling of uitkeringsafhankelijkheid. - SB de grootte van de werknemersbijdragen voor de sociale zekerheid weergeeft die op de aanwezige inkomens wordt gehoffen. - Tr de som is van de sociale transferten waarop het gezin recht heeft. Het gaat daarbij over de inkomensgarantieuitkering, de socio-professionele integratie en de kinderbijslag. - T het geheel is van de inkomensbelastingen van het gezin (inclusief de bijzondere bijdrage voor de sociale zekerheid en de Vlaamse korting op de personenbelasting). - VK de vaste kosten zijn, verbonden aan de tewerkstelling. In deze simulaties zijn enkel de kinderopvangkosten opgenomen. Bij deze afleiding gebruiken we volgende assumpties : -

De simulaties maken gebruik van bedragen en maatregelen die effectief in uitvoering zijn per 1 januari van het betreffende jaar. Bedragen die gelden per 1 januari worden geĂŤxtrapoleerd over een volledig jaar. Er wordt geen rekening gehouden met indexeringen en andere wijzigingen. De berekeningen worden gemaakt op gezinsniveau voor diverse gezinstypes. De onderstaande tabel geeft een overzicht van de belangrijkste kenmerken van de typegezinnen in de simulatie.

Tabel A.1.

Overzicht van de gezinstypes in de simulatie en de belangrijkste kenmerken.

Gezinstypes in STASIM

Partner

Kinderen

Alleenstaande

Geen partner aanwezig

Geen kinderen aanwezig

Eenouder

Geen partner aanwezig

2 kinderen (2,5 en 6 jaar)

Eenverdienerskoppel zonder kinderen

Partner zonder inkomen/uitkering

Geen kinderen aanwezig

Eenverdienerskoppel met kinderen

Partner zonder inkomen/uitkering

2 kinderen (2,5 en 6 jaar)

Tweeverdienerskoppel zonder kinderen

Partner werkt

Geen kinderen aanwezig

Tweeverdienerskoppel met kinderen

Partner werkt

2 kinderen (2,5 en 6 jaar)

Bij tweeverdienersgezinnen wordt ervan uitgegaan dat de (tweede) partner voltijds tewerkgesteld is aan 130% van het minimumloon. De berekeningen worden gemaakt op jaarbasis. Er wordt een onmiddellijke verrekening gemaakt van alle fiscale en andere effecten. Dit is een belangrijke vereenvoudiging omdat in de praktijk sommige inkomsten niet onmiddellijk voelbaar zijn (bv. dubbel vakantiegeld) en omdat de fiscaliteit pas gekend is bij eindbelasting. Voor de kinderbijslag wordt er rekening gehouden met de rang en de leeftijd van de kinderen en met de uitkerings- of tewerkstellingssituatie in het gezin. De kinderbijslag is samengesteld uit een gewone bijslag op basis van de rang van de kinderen in het gezin (aantal kinderen in volgorde van geboorte). Deze bijslag kan worden uitgebreid met sociale toeslagen voor o.a. (1) personen die langer dan 6 maanden werkloos zijn en (2) personen die langer dan 6 maanden ziek of invalide zijn. Om deze sociale toeslagen te ontvangen moet het gezin bovendien aan een inkomensvoorwaarde voldoen (cfr. infra). Wanneer de kinderen de leeftijd van 6 jaar bereikt hebben wordt er ook een leeftijdsbijslag toegekend, die afhankelijk is van de sociale toestand van het gezin en van de rang van de kinderen in het gezin.

Tabel A.2.

Kinderbijslag in het stelsel van de werknemers, maandbedragen, per 1 januari 2008. 1ste kind

2de kind

3de kind e.v.

Gewone bijslag

80,17€

148,34€

221,47€

Verhoogde bijslag voor kinderen van werklozen en gepensioneerden

40,81€

25,30€

4,44€

Verhoogde bijslag voor kinderen van arbeidsongeschikte en gehandicapte werknemers

87,81€

25,30€

4,44€

Leeftijdsbijslag •

Vanaf 6 jaar

13,97€

27,85€

•

Vanaf 12 jaar

21,27€

42,56€

•

Vanaf 18 jaar

29,91€

54,11€

De gezinnen met kinderen in de simulaties hebben 2 kinderen. Het jongste kind is 2,5 jaar en het oudste 6 jaar. Voor de gezinnen in de simulatie gelden volgende jaarbedragen voor de kinderbijslag : • gewone bijslag (incl leeftijdsbijslag) 2909,76€ • verhoogd bij werkloosheid 3869,64€ 95

• verhoogd bij arbeidsongeschiktheid >6maanden 4433,64€ Langdurig werklozen of zieken hebben recht op een toeslag bovenop de gewone kinderbijslag als het gezinsinkomen niet hoger is dan 1.774,98€ voor eenoudergezinnen en 2.048,60€ voor koppels (bedragen geldig op 1 januari 2008). Deze toeslag men nog maximaal 2 jaar behouden, op voorwaarde dat het gezinsinkomen de gestelde inkomensgrenzen niet overschrijdt. Indien men na de uitkeringsperiode recht zou hebben op een tijdelijk behoud van de sociale toeslag wordt deze verhoogde bijslag in de berekening opgenomen. Na twee jaar valt men dan wel terug op een lagere kinderbijslag. Vanaf 1 mei 2007 krijgen de eenoudergezinnen met een bescheiden inkomen (niet hoger dan 1.774,98€ per maand) die enkel de gewone kinderbijslag ontvangen een specifieke toeslag van 20,40€ per kind en per maand en wordt voor het eerste kind de leeftijdsbijslag niet langer gehalveerd. Voor eenoudergezinnen die wel een sociale toeslag ontvangen, zien vanaf het derde kind de sociale toeslag verhoogd tot 20,40€. Er worden kinderopvangkosten in rekening gebracht en fiscaal verrekend voor werkende eenouders en koppels met 2 werkende partners (met opvangkosten voor het jongste kind). Hiervoor werden de ouderbijdragen berekend overeenkomstig de barema’s van Kind en Gezin.

Tabel A.3.

Formules en maximale uitkeringen kinderopvangkosten, per 1 januari 2008.

bij

berekening

van

Inkomen

Factor ouderbijdrage (per dag)

Maximale bijdrage

tot en met 36.275,64 €

0,000385

13,78 €.

van 36.275,64 € tot en met 51.903,63 €

0,000380

18,20 €

Vanaf 51.903,64 €

18,20 € + 0,60 € per begonnen inkomensschijf van 3700 €

24,07 €.

We dienen hierbij op te merken dat de ouderbijdragen in Wallonië (ONE- L’Office de la Naissance et de l’ Enfance) hoger liggen. Bij minimumloon bedraagt de ouderbijdrage 6.71€ per dag of 1543€ per jaar (230 opvangdagen). In Vlaanderen bedraagt de ouderbijdrage dan 3€ per dag of 689€ per jaar. Ook de ouderbijdragen in het private circuit liggen hoger dan in het gesubsidieerde netwerk. (cfr. CRB, 2007) De personenbelasting geldt voor aanslagjaar 2009, inkomsten 2008 en houden rekening met (eventuele) fiscale voordelen uit kinderopvang en met belastingkrediet voor kinderen ten laste. De gemeentelijke opcentiemen worden meegenomen in de berekeningen aan 7%. De berekeningen houden rekening met de Vlaamse forfaitaire vermindering van de personenbelasting

TEWERKSTELLING - De werknemer werkt in een bediendestatuut in de private sector. - Voor de berekening van het loon uit tewerkstelling maken we gebruik van het gewaarborgd gemiddeld minimum maandinkomen (GGMMI). Dit is het loon dat gemiddeld per maand gewaarborgd wordt aan de werknemers overeenkomstig hun leeftijd en anciënniteit. Het GGMMI bevat onder andere “het loon in geld of natura, het vast of veranderlijk loon, de premies en voordelen waarop de werknemer ten laste van zijn werkgever recht heeft uit hoofde van zijn normale arbeidsprestaties” (CAO nr. 43 artikel 4 en 5). Naast dit interprofessioneel minimum voor de privé-sector bestaan er ook sectorale 96

minima, die aan het interprofessionele minimum dienen te voldoen 19 maar zij bepalen doorgaans een hoger minimumloon dan het interprofessionele minimum. Tussen de verschillende sectoren bestaan er ook grote verschillen tussen de vastgelegde minima. Om die reden werd voor de standaardsimulaties het GGMMI als uitgangsbasis genomen. De inhoud van het GGMMI is breder dan de inhoud van het maandelijkse brutoloon van de werknemer. Naast het loon voor de geleverde prestaties, omvat het ook de eindejaarspremie, maar niet het enkel en dubbel vakantiegeld. Voor de berekening van de werkbonus of de berekening van de uitkeringen moet echter het zuivere loon genomen worden exclusief de eindejaarspremie en vakantiegelden. Daarom wordt in de simulatie het GGMMI omgerekend naar het eigenlijke brutoloon (exclusief de eindejaarspremie en de vakantiegelden). Het is dit brutoloon dat het uitgangspunt vormt voor verdere berekeningen. Vanuit het bruto maandloon wordt een totaal bruto jaarloon berekend. Voor een bediende omvat dit jaarloon 11 brutolonen voor gewerkte maanden, 1 maandloon als eindejaarspremie, 1 maandloon als enkel vakantiegeld, en het dubbel vakantiegeld.

+ + + = -

11 bruto maandlonen 1 bruto maandloon (eindejaarspremie) 1 bruto maandloon (enkel vakantiegeld) dubbel vakantiegeld totale bruto jaarloon

Voor de berekening van het loon uit tewerkstelling kunnen we gebruik maken van een brede loonwaaier. Die vertrekt bij 100% van het GGMMI en gaat tot 200% van het minimumloon in schijven van 10%. Voor januari 2008 bedraagt het interprofessioneel minimumloon 1.360,71€ voor een werknemer van minimaal 22 jaar en 1 jaar anciënniteit, inclusief vakantiegeld. Omgerekend naar een bruto maandloon wordt dat 1256,04 € per maand.

Tabel A.4.

Hoogte van het brutomaandloon, per 1 januari 2008, België.

In % van het GGMMI

Bruto maandloon

100

1256,04

110

1381,64

120

1507,25

130

1632,85

140

1758,46

150

1884,06

160

2009,66

170

2135,27

180

2260,87

190

2386,48

200

2512,08

Bron: eigen berekeningen CSB.

Het GGMMI hanteert echter een inkomensbegrip dat ruimer is dan het loonbegrip van de sectorale minima. Naast het loon bevat het GGMMI ook premies en voordelen, op sectoraal niveau wordt er enkel een minimaal loon vastgelegd. In sectoren waar er veel gewerkt wordt met premies kan het sectoraal minimum lager liggen dan het GGMMI zonder daarmee in tegenspraak te moeten zijn.

De tewerkstelling kan voltijds (100%), halftijds (50%) of deeltijds (33%) zijn. Het bruto inkomen wordt pro rata de arbeidsduur berekend. Er wordt geen rekening gehouden met ‘in-work’ kosten zoals woon-werk verkeer of andere investeringskosten (aanschaf van kledij of een wagen) (zie bijvoorbeeld CRB, 2007 in verband met de kosten voor openbaar vervoer). Op het brutoloon worden sociale zekerheidsbijdragen ingehouden, a rato van 13,07%. Er wordt ook rekening gehouden met de werkbonus. De werkbonus is een vermindering van de persoonlijke sociale zekerheidsbijdragen en wordt in mindering gebracht op de gewone RSZ bijdragen (van 13,07%). Een werknemer heeft recht op de werkbonus 20 als het referentieloon bepaalde grensbedragen niet overschrijdt. Het referentieloon is het bruto maandloon dat onderworpen aan de RSZ-bijdragen bij volledige prestaties. Bij deeltijds werkenden dient het brutoloon dus omgerekend te worden naar een loon bij voltijdse prestaties. Op basis van dit referentieloon wordt het basisbedrag van de vermindering berekend via onderstaande formules (stelsel bedienden).

Tabel A.5.

Toepassing van de werkbonus, per 1 januari 2008.

Referteloon, in €/maand

basisbedrag van de vermindering

< 1309,59

143

> 1309,59 en < 2118,21

143,00 - (0,1768 x (S - 1309,59))

> 2118,21

De werkelijke vermindering van de RSZ-bijdrage die wordt toegekend, wordt pro rata de werkelijke prestaties berekend.

Uitkeringsspecifieke assumpties WERKLOOSHEID -

De werklozen worden verondersteld aan alle geldende toelaatbaarheids- en toekenningsvoorwaarden te voldoen 21. De werklozen zijn toelaatbaar op basis van arbeid. De gebruikte uitkeringen worden niet berekend op basis van het loon in een vorige tewerkstelling, maar er wordt gebruik gemaakt van de geldende minimale en maximale uitkering (of forfait, ingeval van samenwonenden in de laatste vergoedbaarheidsperiode)

Tabel A.6.

Werkloosheidsuitkeringen (in €/maand), per 1 januari 2008. Gezinshoofden

ste

1 periode 2de periode de

3 periode

Alleenwonenden

Samenwonenden

Minimum

949,52

797,94

598,00

Maximum

1099,54

1062,88

Minimum

797,94

598,00

Maximum

971,10

732,94

Forfait

421,20

Voor details zie: Wet van 20 december 1999 tot toekenning van een vermindering van de persoonlijke bijdragen van sociale zekerheid aan werknemers met lage lonen. De recente verhoging van de werkbonus in oktober 2008 met 32€ voor de laagste inkomens om tegemoet te komen aan de verhoging van het GGMMI met 25€ wordt nog niet opgenomen in de simulaties. Zie bv. www.rva.be voor actuele voorwaarden.

Bij de gemaakte simulatie gebruiken we als uitgangspunt langdurige werkloosheid. De werklozen bevinden zich dan in de laatste vergoedbaarheidsperiode, overeenkomstig hun vergoedingscategorie. Na werkloosheid wordt er rekening gehouden met eventuele rechten op de uitkering die het mogelijke inkomensverlies bij deeltijdse tewerkstelling compenseert nl. de inkomensgarantieuitkering voor werklozen (IGU). De IGU 22 wordt toegekend als het brutoloon het GGMMI voor een werknemer van minimum 21 jaar niet bereikt (1309.59€, bedrag op 1 januari 2008) en de contractuele arbeidsduur 4/5 van een voltijds uurrooster niet overschrijdt. De uurtoeslag wordt toegekend voor de uren die één derde van een voltijds uurrooster overschrijden. Het bedrag van de IGU = (theoretisch bedrag van de werkloosheidsuitkering + uurtoeslag – fictief nettoloon)*100/89.91

Tabel A.7.

Bedrag van de uurtoeslag bij berekening van de IGU, per 1 januari 2008.

Vergoedingscategorie

Uurtoeslag

Gezinshoofden

2.71€

Alleenstaanden

1.90€

Samenwonenden

1.08€

BIJSTANDSAFHANKELIJKHEID -

de leefloonbegunstigden ontvangen een uitkering overeenkomstig hun gezinssituatie.

Tabel A.8.

Bedrag van het leefloon (in €/maand), per 1 januari 2008.

Leefloonbedragen Eenouders

911.93€

Alleenstaanden

683.95€

Samenwonenden

455.96€ per partner

Bedrag van de vrijstelling voor socio-professionele integratie: 208.28€/maand

Bij het leefloon wordt geen rekening gehouden met aanvullende financiële steun (bv. als woonkosttoeslag) omdat deze sterk discretionair wordt toegekend. (cfr. Van Mechelen en Bogaerts, 2008) Ook worden andere sociale tarieven niet in rekening gebracht (sociaal tarief inzak gas, water, elektriciteit, sociaal telefoontarief, vermindering openbaar vervoer, etc.). Deze voordelen verkleinen de financiële meeropbrengst van werk (of vergroten de financiële val). Na het leefloon wordt er rekening gehouden met eventuele rechten op de uitkering die het mogelijke inkomensverlies bij deeltijdse tewerkstelling compenseert nl. de vrijstelling op de bestaansmiddelen voor de socio-professionele integratie voor leefloontrekkers. Deze SPI werkt als een bijkomende vrijstelling in de bestaansmiddelentoets die wordt

Op 1 juli en 1 augustus 2008 werd de berekening van de IGU gewijzigd. Concreet moet (1) het brutoloon nu lager zijn dan het GGMMI voor een werknemer van 22 jaar oud en met 12 maanden anciënniteit, (2) wordt er bij de berekening van het fictief nettoloon geen rekening meer gehouden met de werkbonus en (3) wordt de uurtoeslag niet meer afhankelijk gesteld van de vergoedingscategorie.

uitgevoerd door het OCMW. Wanneer het nettoloon bij tewerkstelling lager ligt dan het leefloonbedrag waar de persoon recht op had wordt het verschil tussen de bestaansmiddelen (nettoloon min de algemene en de SPI vrijstelling) en het leefloon toegekend als compensatie, ter bevordering van de socio-professionele integratie. Deze compensatie, in feite een deel leefloon, is niet belastbaar. De personen die het leefloon ontvangen worden verondersteld geen rechten op kinderbijslag te kunnen laten gelden in een Belgische of buitenlandse kinderbijslagregeling. Zij ontvangen een uitkering in het stelsel van de gewaarborgde kinderbijslag.

100

APPENDIX B. Standaardfouten bij tabellen Tabel B.1.

Categorie Alle act. lftd min.loon Alle act. lftd +10% Alle act. lftd +20% Alle act. lftd +30% Alle werkn. min.loon Alle werkn. +10% Alle werkn. +20% Alle werkn. +30% Werkn. VT min.loon Werkn. VT +10% Werkn. VT +20% Werkn. VT +30% Werkn. DT min.loon Werkn. DT +10% Werkn. DT +20% Werkn. DT +30% Werkn. VTJ min.loon Werkn. VTJ +10% Werkn. VTJ +20% Werkn. VTJ +30% Mannen min.loon Mannen +10% Mannen +20% Mannen +30% Vrouwen min.loon Vrouwen +10% Vrouwen +20% Vrouwen +30% Lager ond. min.loon Lager ond. +10% Lager ond. +20% Lager ond. +30% Lager sec. min.loon Lager sec. +10% Lager sec. +20% Lager sec. +30% Hoger sec. min.loon Hoger sec. +10% Hoger sec. +20% Hoger sec. +30% Hoger tert. min.loon Hoger tert. +10% Hoger tert. +20% Hoger tert. +30% 16-24 min.loon 16-24 +10% 16-24 +20% 16-24 +30% 25-34 min.loon 25-34 +10% 25-34 +20% 25-34 +30% 35-44 min.loon 35-44 +10% 35-44 +20% 35-44 +30% 45-54 min.loon 45-54 +10% 45-54 +20% 45-54 +30% 55-64 min.loon 55-64 +10% 55-64 +20% 55-64 +30%

Aandeel individuen dat maximum aan het minimumloon werkt, en aan +10%, +20% en +30% van het minimumloon (maximum), Vlaanderen, 2003. Aandeel 2.17 3.01 4.30 5.55 3.65 5.06 7.21 9.31 3.36 4.78 6.87 8.74 4.95 6.30 8.73 11.89 2.35 3.51 5.45 6.94 2.18 3.11 5.08 6.58 5.58 7.62 10.03 12.91 6.54 8.24 12.30 17.08 5.23 6.71 8.43 10.56 4.61 6.43 9.35 11.95 1.63 2.55 3.73 4.81 13.44 16.98 22.33 27.94 3.61 5.15 7.57 9.86 2.25 3.49 5.29 7.10 1.77 2.37 3.48 4.45 3.27 4.81 6.77 8.52

standaardfout 0.007 0.008 0.011 0.012 0.012 0.015 0.018 0.020 0.013 0.016 0.019 0.021 0.034 0.038 0.045 0.051 0.012 0.015 0.018 0.021 0.013 0.016 0.020 0.022 0.024 0.027 0.031 0.034 0.061 0.068 0.082 0.094 0.042 0.047 0.053 0.058 0.022 0.026 0.031 0.065 0.013 0.017 0.020 0.023 0.075 0.082 0.091 0.099 0.024 0.028 0.034 0.038 0.017 0.022 0.027 0.031 0.018 0.021 0.026 0.029 0.045 0.053 0.063 0.070

101

Betrouwbaarheidsinterval (95%) 2.16 2.18 2.99 3.03 4.28 4.32 5.55 5.57 3.62 3.67 5.03 5.08 7.18 7.25 9.27 9.35 3.33 3.38 4.75 4.81 6.84 6.91 8.70 8.78 4.88 5.02 6.23 6.38 8.65 8.82 11.78 11.98 2.33 2.37 3.48 3.54 5.41 5.49 6.90 6.98 2.15 2.20 3.08 3.14 5.04 5.12 6.54 6.63 5.54 5.63 7.57 7.67 9.97 10.09 12.84 12.98 6.42 6.66 8.11 8.38 12.14 12.47 16.89 17.26 5.15 5.31 6.62 6.80 8.32 8.53 10.45 10.68 4.57 4.66 6.38 6.49 9.29 9.41 11.88 12.02 1.60 1.66 2.51 2.58 3.69 3.77 4.77 4.86 13.29 13.58 16.82 17.14 22.15 22.51 27.75 28.14 3.57 3.66 5.09 5.20 7.50 7.63 9.78 9.93 2.21 2.28 3.44 3.53 5.24 5.34 7.04 7.16 1.74 1.81 2.32 2.41 3.43 3.53 4.39 4.50 3.18 3.35 4.71 4.92 6.65 6.90 8.38 8.66

Tabel B.2.

Effect op armoede door optrekken minimumloon met 10%, 20% en 30%, Vlaanderen, 2004 (% armen).

Categorie

% armen

standaardfout

Alle act. lftd basis

10.45

0.48

9.50

11.40

Alle act. lftd +10%

10.23

0.48

9.29

11.17

Alle act. lftd +20%

10.14

0.48

9.21

11.08

Alle act. lftd +30%

10.04

0.48

9.11

10.97

Alle werkn. basis

3.32

0.37

2.61

4.05

Alle werkn. +10%

2.96

0.34

2.29

3.64

Alle werkn. +20%

2.86

0.34

2.20

3.53

Alle werkn. +30%

2.76

0.33

2.11

3.42

Werkn. VT basis

2.96

0.39

2.21

3.72

Werkn. VT +10%

2.68

0.36

1.97

3.40

Werkn. VT +20%

2.64

0.36

1.93

3.35

Werkn. VT +30%

2.55

0.36

1.86

3.25

Werkn. DT basis

4.94

1.03

2.92

6.96

Werkn. DT +10%

4.22

0.95

2.36

6.08

Werkn. DT +20%

3.88

0.92

2.09

5.68

Werkn. DT +30%

3.71

0.90

1.94

5.47

Werkn. VTJ basis

1.68

0.32

1.07

2.30

Werkn. VTJ +10%

1.42

0.28

0.86

1.98

Werkn. VTJ +20%

1.37

0.28

0.82

1.92

Werkn. VTJ +30%

1.32

0.28

0.78

1.86

Werkn. min.loon basis

16.56

4.08

8.56

24.57

Werkn. min.loon +10%

8.50

3.12

2.39

14.62

Werkn. min.loon +20%

7.27

2.92

1.57

13.02

Werkn. min.loon +30%

6.33

2.78

0.88

11.78

Kinderen basis

11.21

0.87

9.50

12.92

Kinderen +10%

11.14

0.87

9.44

12.85

Kinderen +20%

11.04

0.87

9.34

12.74

Kinderen +30%

10.85

0.86

9.16

12.54

102

Betrouwbaarheidsinterval (95%)

Tabel B.3.

Effect introductie werkbonus (WB) op incidentie armoede, % armen.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Alle indiv. voor WB

12.65

0.41

11.84

13.47

Alle indiv. na WB 03

12.37

0.41

11.56

13.18

Alle indiv. na WB 05

12.09

0.41

11.29

12.89

Alle indiv. na WB 06

12.02

0.41

11.22

12.82

Alle indiv. na WB 08

12.02

0.41

11.22

12.82

Act. leeftijd voor WB

10.31

0.47

9.39

11.23

Act. leeftijd na WB 03

10.37

0.46

9.16

10.97

Act. leeftijd na WB 05

9.66

0.45

8.77

10.55

Act. leeftijd na WB 06

9.53

0.45

8.65

10.42

Act. leeftijd na WB 08

9.53

0.45

8.65

10.42

Kinderen voor WB

12.02

0.88

10.30

13.73

Kinderen na WB 03

11.36

0.85

9.71

13.03

Kinderen na WB 05

11.27

0.85

9.61

12.93

Kinderen na WB 06

11.32

0.85

9.66

12.97

Kinderen na WB 08

11.32

0.85

9.66

12.97

Tabel B.4.

Betrouwbaarheidsinterval (95%)

Effect introductie werkbonus (WB) op incidentie armoede, % armen.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Alle werkn. voor WB

4,46

0.40

3.67

5.24

Alle werkn. na WB 03

4,18

0.39

3.42

4.93

Alle werkn. na WB 05

3,69

0.36

2.98

4.40

Alle werkn. na WB 06

3,55

0.35

2.85

4.24

Alle werkn. na WB 08

3,55

0.35

2.85

4.24

Werkn. VT voor WB

3,12

0.41

2.32

3.92

Werkn. VT na WB 03

2,83

0.39

2.08

3.59

Werkn. VT na WB 05

2,70

0.37

1.97

3.43

Werkn. VT na WB 06

2,48

0.36

1.78

3.18

Werkn. VT na WB 08

2,48

0.36

1.78

3.18

Werkn. DT voor WB

6,26

1.03

4.24

8.29

Werkn. DT na WB 03

6,07

1.02

4.08

8.06

Werkn. DT na WB 05

5,00

0.93

3.15

6.81

Werkn. DT na WB 06

5,06

0.94

3.22

6.89

Werkn. DT na WB 08

5,06

0.94

3.22

6.89

Werkn. VTJ voor WB

1,77

0.33

1.12

2.42

Werkn. VTJ na WB 03

1,61

0.31

1.00

2.22

Werkn. VTJ na WB 05

1,45

0.29

0.88

2.03

Werkn. VTJ na WB 06

1,28

0.27

0.75

1.82

Werkn. VTJ na WB 08

1,28

0.27

0.75

1.82

103

Betrouwbaarheidsinterval (95%)

Tabel B.5.

Effect jobkorting (JK) op kinderarmoede en individuen op actieve leeftijd.

Inkomensconcept Act. leeftijd voor JK Act. leeftijd na JK 08 Act. leeftijd na JK 09 Kinderen voor JK Kinderen na JK 08 Kinderen na JK 09

Tabel B.6.

% armen 10.30 10.12 9.95 10.79 10.68 10.67

standaardfout 0.44 0.44 0.43 0.79 0.79 0.79

Betrouwbaarheidsinterval (95%) 9.44 11.16 9.27 10.98 9.11 10.80 9.24 12.34 9.13 12.22 9.13 12.22

Effect introductie jobkorting (JK) op incidentie armoede, % armen.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Alle werkn. voor JK

3.33

0.33

2.68

3.97

Alle werkn. na JK 08

3.16

0.32

2.54

3.79

Alle werkn. na JK 09

2.91

0.31

2.32

3.51

Werkn. VT voor JK

2.31

0.33

1.67

2.96

Werkn. VT na JK 08

2.24

0.32

1.60

2.87

Werkn. VT na JK 09

1.93

0.30

1.35

2.51

Werkn. DT voor JK

3.56

0.70

2.19

4.93

Werkn. DT na JK 08

3.24

0.66

1.94

4.53

Werkn. DT na JK 09

3.24

0.66

1.94

4.53

Werkn. VTJ voor JK

1.79

0.31

1.19

2.39

Werkn. VTJ na JK 08

1.73

0.30

1.15

2.34

Werkn. VTJ na JK 09

1.40

0.27

0.87

1.93

Tabel B.7.

Betrouwbaarheidsinterval (95%)

Effect verhoging kinderbijslagen op incidentie armoede voor verschillende gezinstypes, Vlaanderen, 2006.

Inkomensconcept Alle gez. basis Alle gez. +10% Alle gez. +20% Alle gez. +30% Gez. 1 kind basis Gez. 1 kind +10% Gez. 1 kind +20% Gez. 1 kind +30% Gez. 2 kind basis Gez. 2 kind +10% Gez. 2 kind +20% Gez. 2 kind +30% Gez. 3 kind basis Gez. 3 kind +10% Gez. 3 kind +20% Gez. 3 kind +30% Gez. 4+ kind basis Gez. 4+ kind +10% Gez. 4+ kind +20% Gez. 4+ kind +30%

% armen 10.23 9.71 9.25 8.74 7.44 6.95 6.40 6.40 7.07 7.73 6.35 6.35 11.90 11.90 11.90 11.90 29.22 26.58 25.22 17.93

standaardfout 0.48 0.47 0.46 0.45 0.74 0.71 0.69 0.68 0.60 0.58 0.57 0.57 1.18 1.18 1.18 1.18 3.08 3.04 3.02 2.74

104

Betrouwbaarheidsinterval (95%) 9.30 11.18 8.79 10.64 8.35 10.16 7.86 9.62 6.00 8.88 5.55 8.35 5.06 7.75 5.05 7.75 5.90 8.23 5.58 7.87 5.24 7.46 5.24 7.46 9.60 14.21 9.60 14.21 9.60 14.21 9.60 14.21 23.18 35.27 20.63 32.54 19.31 31.14 12.55 23.30

Tabel B.8.

Effect verhoging kinderbijslagen op kinderarmoede en individuen op actieve leeftijd, Vlaanderen, 2006.

Inkomensconcept

% armen

standaardfout

Act. lftd werkend basis

4.53

0.36

3.83

5.24

Act. lftd werkend +10%

4.43

0.36

3.73

5.13

Act. lftd werkend +20%

4.28

0.35

3.59

4.97

Act. lftd werkend +30%

4.21

0.35

3.53

4.89

Act. lftd niet-wrk basis

23.18

1.10

21.02

25.33

Act. lftd niet-wrk +10%

22.58

1.09

20.44

24.72

Act. lftd niet-wrk +20%

22.23

1.08

20.11

24.36

Act. lftd niet-wrk +30%

21.92

1.08

19.81

24.04

Kinderen basis

10.79

0.79

9.24

12.34

Kinderen +10%

10.31

0.78

8.78

11.84

Kinderen +20%

9.80

0.76

8.30

11.30

Kinderen +30%

8.92

0.73

7.50

10.35

105

Betrouwbaarheidsinterval (95%)