1. JÖVEDELEMELOSZLÁS A KILENCVENES ÉVEKBEN (TÓTH ISTVÁN GYÖRGY)
1.2. J ÖVEDELMI EGYENLŐTLENSÉGEK TÖRTÉNETI ALAKULÁSA M AGYARORSZÁGON
A jövedelemegyenlőtlenségre vonatkozó hosszú távú idősorok arra hívják fel a figyelmet, hogy Magyarországon az egyenlőtlenségek a rendszerváltás általánosan elfogadott időpontjánál sokkal hamarabb növekedésnek indultak. Valamennyi itt vizsgált jövedelemegyenlőtlenségi mutató 1982-ben érte el a legalacsonyabb értéket. Az egyenlőtlenségek a nyolcvanas évek elején kezdtek el nőni, amikor a gazdasági tevékenységek liberalizációja (több piaci jellegű elem bevezetése a gazdasági rendszer működésébe) jellemezte a gazdaságpolitikát. Nyilvánvaló ugyanakkor az is, hogy az egyenlőtlenségek növekedése felgyorsult a kilencvenes évtized legelején. Ezt követően az egyenlőtlenségek (legalábbis a vizsgált, alapvetően az egy főre jutó jövedelmek alapján számított mutatók) nem nőttek vagy enyhén csökkentek a vizsgált években.1
Ha megvizsgáljuk az ekvivalens jövedelmek alapján képzett személyi decilisek részesedését az összes jövedelemből 1992 és 2001 között, azt látjuk, hogy összességében az egyes decilisek részesedése nem változott jelentős mértékben: a legfelső decilis részesedése nőtt,
1 A KSH által 1996-ban végzett jövedelemeloszlási vizsgálat adatai (KSH, 1998; Havasi et al., 1998; UNDP–MTA VK (é.n.)) az itt közölt 1995-ös értékekhez nagyon közeliek. Havasi et al. szerint – például S10/S1: 7,58, Éltető–
Frigyes index: 2,36, Robin Hood index: 21,0, Gini: 0,296. Ez a két egymástól teljesen független becslés tehát megerősíti egymást.
a legalsóé pedig enyhén csökkent. Lényegében nagyon hasonló történet rajzolódik ki az egyes percentilis határokat a medián százalékában mutató idősorból is. (1.1. ábra) Két év adatai igényelnek speciális interpretációt. 1994/95-ben a tizedik decilis részaránya lényegé-ben stagnált, a tizedik decilis alsó határpontja azonban viszonylag jelentőseblényegé-ben nőtt. Ugya-nakkor egy részletesebb vizsgálat sem mutatja ki, hogy ebben az évben csökkent volna a tizedik decilisen belüli jövedelmek relatív szórása. 1997-ben viszont a felső decilis relatív átlagjövedelmének kismértékű emelkedése azért következhetett be a relatív percentilis hatá-rok erőteljesebb csökkenése ellenére, mert jelentősen megnőtt a decilis belső szórása.
1.1. ábra
A háztartások ekvivalens jövedelmei alapján kapott személyi decilisek határai a medián százalékában, 1992–2001
0,0 50,0 100,0 150,0 200,0 250,0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01
percentilis határok a medián százalékában
10 20 30 40 50 60 70 80 90
Forrás: 1992–1997 között MHP (B) I–VI. hullámok, valamint TÁRKI Háztartás Monitor, 1998–2001
1.2. ábra
Egyes eloszlási típusú jövedelemegyenlőtlenségi mutatók alakulása a kilencvenes években Magyarországon, 1992–2001
0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01
p90/p10 P50/P10 p90/p50 átlag/medián Éltető-Frigyes index
Forrás: 1992–1997 között MHP (B) I–VI. hullámok, valamint TÁRKI Háztartás Monitor, 1998–2001
Összességében azonban mind a p90/p10, mind pedig az Éltető–Frigyes index azt mutatják, hogy az egyenlőtlenségeknek volt egy enyhe emelkedő trendje az évtized során, ami való-színűleg az adatállomány váltásával összefüggésben törik meg 1998-ben. (1.2. ábra) Érde-mes még megfigyelni, hogy az évtized során némileg eltérő ütemben mozgott a legfelső és a legalsó tizedik percentilis határa a mediánhoz képest. Miközben úgy tűnik, hogy a medián valamelyest közelebb került a felső decilis alsó határához, addig a legalsó decilishatár in-kább leszakadt a mediántól.2
Végezetül a szóródási típusú mérőszámok az egyenlőtlenségek egy enyhén emelkedő trend-jét mutatják (különösen a Gini és az MLD). Az eloszlás felsőbb régióira érzékenyebb Theil-mutató kiugró értéke visszaigazolja mindazt, amit a tizedik decilis relatív szórás értékei alap-ján találtunk.3 (1.3. ábra)
2 Ezek az eredmények nagy vonalakban, a trendeket tekintve konzisztensek Galasi 1995 és 1998 eredményeivel, de az egyes mutatók közvetlen összehasonlítása nehézkes, hiszen Galasi egy főre jutó jövedelmeket használ és háztartások közötti egyenlőtlenségeket vizsgál.
3 Redmond és Kattuman (1997) az 1987–93 közötti időszakban a jövedelemeloszlás alsó és felső széleire érzé-keny egyenlőtlenségi mutatók (a Theil és a relativ szórás) egyaránt erőteljesen emelkedtek, miközben a község-re érzékeny Gini sokkal kevésbé emelkedett. Szerintük tehát ebben az időszakban a jövedelemeloszlás alapve-tően a széleken változott, ez eredményezte az időszak egészét jellemző növekedést. Magyarázatra szorul azonban, hogy az ő elemzésükben miért csökkent szignifikánsan az egyenlőtlenség mértéke az 1989–91 közötti időszakban.
1.3. ábra
Egyes szóródási típusú jövedelemegyenlőtlenségi mutatók alakulása a kilencvenes években Magyarországon, 1992–2001
0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 0.30 0.35
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01
Gini MLD Atk.25 Atk.5 Theil
Forrás: 1992–1997 között MHP (B) I–VI. hullámok, valamint TÁRKI Háztartás Monitor, 1998–2001 Magyarázatok: Az MLD és a Theil-mutató az Általánosított Entrópia (Generalized Entropy, GE)
mérőszámok osztályába tartozik. Ezek a mérőszámok a GE(α)=(1/α2 -α)[(1/n)Σi=1…n(yi/µ)α-1], alakba írhatók, ahol n a mintában szereplő megfigyelési egységek száma, yi az i-edik megfigyelési egység jövedelme, µ az összes yi számtani átlaga, α pedig egy paraméter. α alacsonyabb értékeivel a jövedelemeloszlás alsó régióira érzékenyebb mérőszámot, α magasabb értékei pedig az eloszlás magasabb tartományaira érzékenyebb mutatót hozunk létre. Az MLD esetében α=0, a Theil-mutató esetében pedig α=1.
Az Atkinson egyenlőtlenségi mérőszámok családja a következő formulával adható meg:
IA= 1 – (ye/µ), ye behelyettesítésével pedig
Aε = 1 – [(1/n) Σi=1,…n (yi/µ)1-ε]1/(1-ε), ε>= 0, de ε≠1 esetén, = 1 – exp[(1/n) Σi=1,…nln(yi/µ)], ε=1 esetén,
ha exp(.)=e(.).
Az ε >= 0 paraméter az egyenlőtlenség-averzió mértékét méri. Minél nagyobb értéket vesz fel ez a paraméter, annál nagyobb az egyenlőtlenséggel kapcsolatos averzió.
A medián százalékában meghatározott jövedelmi csoportok létszámarányai egyfajta képet festenek a társadalom jövedelmi szerkezetéről (1.4. táblázat). Ennek segítségével nyomon követhető, hogy az egymást követő években hogyan változott például a mediánjövedelem fele alatti csoportba tartozók (szegények) aránya, vagy azoké, akik a mediánjövedelem kétszeresénél többel rendelkeznek („gazdagok”). Ebből jól látható, hogy a kilencvenes években a szegénységi ráta előbb folyamatosan növekedett (1997-ben érte el a csúcspontját), majd csökkenésnek indult a kilencvenes évtized végéig. A legfelső jövedelmi csoportba tartozók részaránya ezzel szemben 1995-ben volt a legnagyobb, utána valamelyest szűkült.
A középső jövedelmi csoportba tartozók részaránya (a medián 80%-ától a medián 120%-áig tartozókat soroltuk ide) lényegében semmit nem változott a kilencvenes években.
1.4. ábra
A népesség megoszlása az ekvivalens mediánjövedelem százalékában meghatározott jövedelmi csoportokban, 1992–2001
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
92 93 94 95 96 97 98 99 00 01
200-151-200 121-150 81-120 51-80 -50
Népességmegoszlás
Forrás: 1992–1997 között MHP (B) I–VI. hullámok, valamint TÁRKI Háztartás Monitor, 1998–2001
A fentiekhez hasonló megoszlásokat kapunk, ha a decilis arányokat, illetve a jövedelmi tize-dek dinamikai mozgását tekintjük (1.2. táblázat). Az egyenlőtlenséget mutató decilis arány 7,9 2001-ben, ami valamelyest magasabb mint a 2000. évi, de az 1999-es értéknél alacso-nyabb: összességében stabilnak tekinthető. A jövedelememelkedés dinamikája a középső 4–7. decilisekben volt az átlagosnál magasabb.