of 51 /51

SOSIAE OG ØKOOMISKE SUIE ICOME IEQUAIY A ICOME MOIIYsosiae og Økoomiske suie 82 1111111111111=11111111111111111111111 11•11111111 111111111111111111111 111111111 1111111111 111111

  • Author
    others

  • View
    1

  • Download
    0

Embed Size (px)

Text of SOSIAE OG ØKOOMISKE SUIE ICOME IEQUAIY A ICOME MOIIYsosiae og Økoomiske suie 82...

  • SOSIALE OG ØKONOMISKE STUDIER 8241111111111111=11111111111111111111111■11•11111111■111111111111111111111■111111111■1111111111■111111

    INNTEKTSULIKHET OGINNTEKTSMOBILITET I NORGE1986-1990

    INCOME INEQUALITY AND INCOME MOBILITYIN NORWAY 1986-1990

    ROLF AABERGE OG TOM WENNEMO

    STATISTISK SENTRALBYRÅOSLO - KONGSVINGER 1993

    ...•■■■•••■•••••■■•■••■•■■•••••=•••■•••

    ISBN 82-537-3911-7ISSN 0801-3845

  • EMNEGRUPPE34 Personlig inntekt og formue

    EMNEORDInInntektsundersokelsePaneldataSelvangivelsesdata

    Omslaget er trykt hos Aasens Trykkerier a.sPublikasjonen er trykt hos Falch Hurtigtrykk

  • Forord

    I empiriske analyser av inntektsulikhet er detvanlig å fokusere på de relative forskjellene iårsinntekt mellom personer og mellom hushold ogdrøfte hvordan ulikheten i årsinntekt endrer segover tid. Relative forskjeller i årsinntekt girimidlertid ikke et komplett bilde av inntektsulik-het siden årsinntektene for hvert enkelt individ(hushold) kan variere over livsløpet. Det er derforviktig å supplere den tradisjonelle informasjonenom årlig inntektsulikhet med informasjon omulikhet basert på inntektsdata for lengre perioderenn ett år. Skal dette være mulig må vi ha tids-seriedata for individer, dvs. såkalte paneldata. Detfinnes et slikt panel i de årlige inntektsunder-søkelsene i Statistisk sentralbyrå.

    Det viktigste formålet med denne publikasjonener å bruke det tilgjengelige 5-årspanelet av indivi-duelle selvangivelsesdata (1986-1990) til å belysevariasjonen i individenes årsinntekt over tid oghvilken effekt denne variasjonen har på inntekts-ulikheten.

    Resultatene viser at det var liten inntektsmobiliteti Norge i perioden 1986-1990. Det betyr atpersoner med lave inntekter i 1986 gjennomgåen-de hadde lave inntekter i de påfølgende årene.Tilsvarende hadde personer med høye inntekter i1986 også høye inntekter i årene 1987-1990.

    Noen av resultatene i publikasjonen er bidrag tilNOU 1993:7, Levekår i Norge.

    Statistisk sentralbyrå, Oslo, 15. juli 1993

    Svein Longva

  • Preface

    In studies of income inequality the standardapproach is to focus on differences in annualrelative incomes between persons and betweenhouseholds. These studies, however, do notprovide a complete picture of income inequalitysince annual income of persons and householdsvary over time. Thus, it is important to supple-ment the standard information of annual incomeinequality by information about income over time.In Central Bureau of Statistics Norway, individualtime series of annual incomes are available forthe period 1986-1990. The main purpose of this

    study is to give a description of variations in indi-viduals' annual incomes over time (incomemobility) as well as the relationship betweenincome mobility and income inequality.

    The results reveal a modest income mobility forthe period 1986-1990, which means that individu-als with low incomes in 1986 generally maintain-ed their low-income positions during the subse-quent years. Similarly, individuals with highincomes in 1986 also received high incomes inthe period 1987-1990.

    Statistics Norway, Oslo, 15 July 1993

    Svein Longva

  • Innhold*

    Side

    1. Innledning 7

    2. Måling av desilmobilitet 2.1. Årlig desilmobilitet i perioden 1986-1990 10

    3. Betydningen av valg av inntektsperiode for inntektsulikhet 15

    4. Inntektsmobilitet og inntektsulikhet 25

    5. Sammendrag og konklusjon 31

    Vedlegg 1Desilmobiliteten målt ved M 1 for ulike aldersgrupper 33

    Vedlegg 2inntektsulikhet for forskjellige inntektsperioder målt ved Gini-koeffisienten 35

    Vedlegg 3Resultater for inntektsmobilitet basert på Gni-koeffisienten 39

    Referanser 41

    Utkommet i serien Sosiale og Økonomiske studier (SOS) 43

    * Vi takker Anne Skoglund og Marit Vågdal for tekstbehandling og redigering, og Svein Longva for stimulerende diskusjonerog kommentarer.

    5

  • Contents

    Page

    1. Introduction 7

    2. Measurement of decile mobility 92.1. Annual decile mobility 1986-1990 10

    3. The impact of the length of the accounting period for incomes on income inequality 15

    4. Income mobility and income inequality 25

    5. Summary and conclusions 3-1

    Appendix 1Decile mobility for age groups 33

    Appendix 2Income inequality for different accounting periods based on the Gini coefficient 35

    Appendix 3Income mobility based on the Gini coefficient 39

    References 41

    Issued in the series Social and Economic Studies (SES) 43

    6

  • 1. Innledning

    empiriske analyser av inntektsulikhet er detvanlig å fokusere på de relative forskjellene iårsinntekt og hvordan disse endrer seg over tid.Valg av ett år som inntektsperiode er både styrtav tradisjoner og clatatilgjengelighet, men girnaturligvis ikke et komplett bilde av inntekts-ulikhet siden den faktiske situasjonen til individe-ne (husholdene) også må bedømmes ut fra ihvilken grad individenes (husholdenes) posisjon

    inntektshierarkiet endrer seg over tid. Hvisindivider (hushold) med lavé og høye årsinntekterbare unntaksvis befinner seg i samme posisjonover lengre tid, f.eks. ved at inntektsutviklingenfOlger et bestemt monster gjennom livsløpet, vilaggregering av inntekter over tid redusere derelative inntektsforskjellene. Den utjevnendeeffekten av å øke inntektsperioden vil være svakhvis det er lite mobilitet i den Adige inntektsstruk-turen. Derimot vil vi forvente en betydelig reduk-sjon i inntektsulikhet i et samfunn med stormobilitet når inntektsperioden utvides. En alter-nativ betraktningsmåte ser på mobilitet somønskelig fordi det oppfattes som et instrument forå oppnå større effektivitet i Økonomien. For åstudere implikasjonen av mobilitet i denne sam-men-hengen må en analysere effektene for pro-duksjonen av varer og tjenester.

    For å belyse slike spørsmål vil det være viktig åsupplere den tradisjonelle informasjon om årliginntektsulikhet med informasjon om ulikhet basertpå inntektsdata for lengre perioder enn ett år.

    Resultatene i denne studien bygger på individuelletidsserier av selvangivelsesdata for perioden 1986-1990. Vi har gjentatte observasjoner for til sam-men 3 659 personer som var i alderen 17-83 år i1986. Et viktig formal med studien er å belysehvordan de 'Adige inntektene varierer i 5-årsperio-den både for denne populasjonen og for noenutvalgte delpopulasjoner. Med inntekt menes inn-tekt etter skatt men før fradrag for gjeldsrenter.

    I denne studien rettes oppmerksomheten motfordelingen av personers egne inntekter; dvs. egnelønns-, nærings- og kapitalinntekter samt mottattetrygder. Men siden en persons materielle leve-standard ikke bare avhenger av egen inntekt, menogså av familiesituasjon, preferanser og priser påvarer og tjenester, må resultatene i denne studientolkes med varsomhet i et levekårsperspektiv.

    I kapittel 2 tar vi utgangspunkt i desilene tilfordelinger av årsinntekt og studerer omfanget avskift mellom desilene over tid. Desilene angirtideler av populasjonen som er ordnet etter inn-tektenes størrelse. Den første desilen utgjør derforden tidelen av populasjonen som har de lavesteinntektene, den siste utgjør den tidelen som har dehøyeste inntektene.

    Videre undersøker vi i kapittel 3 hvilken betyd-ning mobiliteten har for inntektsulikhet og dermedi hvilken grad de observerte variasjonene i relativinntekt avhenger av den valgte inntektsperiodenfor inntektene. Som alternativ til desilmobilitetdefinerer vi i kapittel 4 inntektsmobilitet somendringer i de enkelte individenes posisjoner i deårlige inntektsfordelingene og betydningen avdisse endringene for inntektsulikheten nar inn-tektsperioden utvides til lengre perioder enn ett ar.I kapittel 4 tallfester vi inntektsmobiliteten, bely-ser sammenhengen med yrkesaktivitet og drøfterhvilken informasjon om inntektsmobilitet som blirfanget opp av desilmobiliteten. I kapittel 5 gir viet sammendrag av resultatene.

    7

  • 8

  • 9 , E E a -0Pc(2.2)

    M2

    91

    10

    2. Måling av desilmobilitet

    I den økonomiske faglitteraturen har det kommeten rekke forslag til hvordan en kan måle mobili-tet. Disse kan grovt sett deles inn i tre grupper.Den første omfatter bruk av enkle statistiske målfor sammenheng, som f.eks. korrelasjonskoeffisi-enten. Den andre gruppa inneholder mobilitetsmålsom er avledet fra overgangsmatriser eller andreenkle spesifikasjoner av dynamiske prosesser, sef.eks. Prais (1955), Hart (1976), Shorrocks(1978a) og Geweke et al. (1986). De fleste avdisse studiene baserer beskrivelsen av mobilitetenpå en kryssklassifikasjon (matrise) av status på totidspunkter. Slike mobilitetstabeller er hyppigbrukt i studier av sosial mobilitet, flytting ogmobilitet på arbeidsmarkedet. Disse studiene hardet til felles at mobiliteten er definert i forhold tilbeholdningsvariable, men som vist av blant andreGeweke et al. (1986) kan denne framgangsmatenogså benyttes for strømningsvariable, slik sominntekt.

    La tilstandene i mobilitetsmatrisa være definertved desilene i fordelingen av inntekt på to tids-punkter. Da er overgangsmatrisa mellom de 10tilstandene (desilene) fra tidspunkt t til tidspunktt+1 gitt ved

    t+1

    Desil 1 2 10

    Sum

    1

    P11 P12

    P1,10 1

    2

    P21 P22

    P2,10 1

    10

    P10,1 P10,2 1

    Sum 1 1 1

    der p ii er lik den betingede sannsynligheten for åvære i desil j på tidspunkt t+1 gitt at én var idesil i på tidspunkt t. Summen av de betingede

    sannsynlighetene i hver rekke er altså lik 1. Detfølger videre at også kolonnesummene er lik 1.Denne spesielle strukturen er et resultat av attilstandene i tabellen er gitt ved desilene i forde-lingen av inntekt på to tidspunkter.

    For å gi et summarisk bilde av mobilitetenmellom desilene kan vi bruke følgende mål

    (2.1)

    M 1 viser hvor stor andel av populasjonen som harskiftet desil. Merk at M 1 øker i verdi hvis diago-nal-cellene (p11-ene) avtar og at den tar verdien 0hvis p=l for alle i, dvs. ingen personer skifterdesil mellom de to tidspunktene t og t+1. Videreser vi at mobilitetsmålet M 1 tar maksimumsverdi-en 1 hvis og bare hvis alle personer skifter desil.Vi ser umiddelbart fra definisjonen (2.1) at M 1 girsamme vekt til enhver desilovergang, uansett omovergangen er til en nabo-desil eller til en fjerneredesil. Som et supplement til M 1 vil det derforvære nyttig å benytte et mobilitetsmål som girstørre vekt for overganger til fjernere desiler enntil nabo-desiler. Denne egenskapen har mobilitets-målet M2 som er definert ved

    M2 er altså en veiet sum av overgangsratene somligger over diagonalen (P 1 1 ,P22 ,...,10. 22 , — , P10,10) og tarverdien 0 hvis og bare hvis p 11=1 for alle i. Videretar M2 maksimumsverdien 1 hvis og bare hvis allede personene som befant seg i de 5 lavestedesilene på første tidspunkt (0 skifter til de 5høyeste desilene på neste tidspunkt (t+1). Dette

    9

  • År SumTil 1990

    1 2 3 4 5 6 7 8 9 10Desil

    nr.

    12345678910

    Fra1989

    70.9

    14.9

    4.8

    3.7

    2.1

    1.5

    0.6

    0.1

    0.9

    0.521.8

    56.1

    12.1

    4.3

    1.2

    2.4

    0.9

    0.2

    0.6

    0.62.8

    19.4

    51.1

    12.7

    8.0

    2.3

    2.4

    0.3

    0.9

    0.21.6

    4.0

    22.0

    51.5

    10.6

    5.5

    3.1

    0.5

    1.2

    0.01.0

    2.1

    4.6

    21.4

    50.6

    13.4

    4.5

    1.9

    0.2

    0.30.6

    1.0

    2.8

    3.3

    17.6

    50.7

    17.2

    4.5

    0.8

    1.70.6

    0.6

    1.2

    1.7

    7.4

    19.4

    46.5

    17.9

    3.6

    1.20.3

    0.6

    0.2

    1.3

    1.2

    4.1

    18.2

    53.5

    18.4

    2.20.0

    0.8

    1.2

    0.3

    0.7

    0.5

    4.3

    18.8

    58.7

    14.60.4

    0.6

    0.2

    0.0

    0.6

    0.2

    2.5

    2.2

    14.5

    78.8

    100100100100100100100100100100

    100 100 100 100 100 100 100 100 100 100Sum

    innebærer at de personene som utgjorde de 5høyeste desilene på tidspunkt t vil utgjøre de 5laveste desilene på tidspunkt t+1. Dette betyr atmaksimal mobilitet ved M2 er et strengere kravenn maksimal mobilitet ved M i . I tillegg til M 1 -kravet om at alle personer må skifte desil, mådette skje på en slik måte at desil-utjamningenforhold til medianen er størst mulig.

    Vær oppmerksom på at den veide summen avovergangsratene under diagonalen i overgangs-matrisa alltid er lik den veide summen (M2) overdiagonalen.

    Vi skal bruke M 1 og M2 for å beskrive desil-mobiliteten for forskjellige persongrupper ogperioder mellom årene 1986 og 1990, og vi gjørderfor oppmerksom på at nivået på desilmobili-teten vil avhenge av både tidsintervallet mellommålingene og valg av inntektsperiode for inntek-ter. Det kan derfor være ønskelig å frigjøremobilitetsmålet fra effekten av en vilkårlig valgttidsenhet. Både Shorrocks (1978a) og Geweke etal. (1986) foreslår løsninger på dette problemet.Siden både inntektsperiode og tidsintervallmellom målingene er den samme (år) for de datasom er grunnlaget for denne studien, kan vibenytte M 1 og M 2 som mål for mobilitet. Vi vilderfor understreke at disse resultatene ikke utenvidere kan sammenlignes med eventuelle andremobilitetsstudier hvor regnskapsperioden f.eks. eruke eller måned eller intervallet mellom måling-ene er 5 år i stedet for 1 år.

    2.1. Årlig desilmobilitet iperioden 1986-1990

    Denne studien benytter data fra de årlige inntekts-og formuesundersøkelsene. Fra og med 1986 erdisse undersøkelsene basert på et løpende panel.Vi får derfor informasjon om hvordan inntektenetil personene (og husholdene) i utvalget variererfra ar til år i perioden 1986-1990. I analysenfokuserer vi utelukkende på inntekt etter skattdefinert ved:

    Inntekt etter skatt = Lønnsinntekt+ Netto næringsinntekt+ Kapitalinntekt+ Overføringer- Skatt.

    Legg merke til at kapitalinntekten blir regnetbrutto og derfor ikke er fratrukket gjeldsrenter. Viviser til Strøm et al. (1993) for en nærmerebegrunnelse for å velge dette inntektsbegrepet.

    For å gi en pekepinn på den årlige mobiliteten,har vi estimert overgangsmattisa mellom inntekts-desilene i 1989 og 1990 for alle personer som vari alderen 17-83 år i 1986. Denne er gitt i tabell 1.

    Som det framgår av tabell 1 hadde ca. halvpartenav de som tilhørte de midterste desilene (3-8) i1989 skiftet desil i 1990, mens 29 og 21 prosentav hhv. den laveste og høyeste desilen hadde

    Tabell 1. Ett-årige (89/90) overgangsrater mellom årsinntekts-desiler for personer i alderen 17-83 åri 1986. Prosent

    10

  • Fra .46 .55 .60 .65

    .44 .52 .58

    .43 .52.43

    1986198719881989

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Tabell 2. M 1 -mobilitet for personer i alderen 17-83 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Tabell 3. M2-mobilitet for personer i alderen 17-83 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .14 .18 .21 .251987 .13 .18 .211988 .13 .181989 .14

    skiftet desil etter ett år. Som vist i tabell 2, skiftet43 prosent av personene desil fra 1989 til 1990.Videre følger det at den årlige desilmobilitetenvar omtrent på samme nivå gjennom hele perio-den 1986-1990.

    Tabell 2 avslører som ventet at desilmobilitetenmålt ved M 1 øker med økende tidsintervallmellom målingene. Men siden M 1 gir like storvekt til nære desi!-overganger som til fjerne desil-overganger har M 1 begrenset verdi som indikatorfor hvilken betydning mobiliteten vil ha forinntektsomfordeling. Som et supplement til M 1har vi derfor foreslått å bruke M2 definert ved(2.2). Resultatene av estimeringen foreliggertabell 3.

    Vi ser at tallene i tabell 3 indikerer betydeligmindre mobilitet enn tallene i tabell 2, noe somskyldes at hovedtyngden av desil-overgangeneforegår mellom nabodesiler. Vi merker oss likevelat M2 tar en relativt høy verdi når inntektsperi-oden er 5 år. Tilsammen tyder derfor resultatene

    tabellene 2 og 3 på at mobiliteten er stor og atvi må forvente betydelig lavere inntektsulikhet nårvi øker inntektsperioden for inntekt fra 1 til 5 år.Dette er tema for neste kapittel. Men først skal vidrøfte hvordan desilmobiliteten varierer etter alder

    (fØdselskohort). For å belyse denne problemstil-lingen har vi splittet 1986-populasjonen opp i 6aldersgrupper; 17-24, 25-34, 35-44, 45-54, 55-64og 65-83 år, dvs. fødselskohortene 1903-1921,1922-1931, 1932-1941, 1942-1951, 1952-1961 og1962-1969. For hver av gruppene har vi estimertM 1 og M2 for de ulike periodene mellom 1986 og1990. Resultatene for M2 er gitt i tabellene 4-9nedenfor, mens resultatene for M 1 er gitt i tabelle-ne 4.1-9.1 i Vedlegg 1. Siden de yngste alders-gruppene består både av heltidsstudenter, personersom arbeider fulltid og personer som har deltids-arbeid ved siden av studier, må vi over tid for-vente store endringer i årsinntekter for mange avdisse personene. For de eldre aldersgruppene kanvi derimot forvente et større innslag av permanen-te og stabile inntekter og dermed mindre mobili-tet. Resultatene i tabellene 4-9 og tabellene 4.1-9.1 viser at desilmobiliteten er størst i den yngstealdersgruppa og at den avtar gradvis for gruppene25-34 år (fødselskohorten 1952-1961) og 35-44 år(fødselskohorten 1942-1951). For de 3 eldstealdersgruppene, 45-54 år (fødselskohorten 1932-1941), 55-64 år (fødselskohorten 1922-1931) og65-83 år (fødselskohorten 1903-1921) er desil-mobiliteten omtrent den samme men på et laverenivå enn for de yngre aldersgruppene.

    11

  • Tabell 4. M,-mobilitet for personer i alderen 17-24 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .27 .36 .40 .431987 - .25 .33 .381988 - - .24 .341989 - - - .25

    Tabell 5. M 2-mobilitet for personer i alderen 25-34 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .18 .23 .25 .281987 - .15 .20 .241988 .15 .201989 - - .16

    Tabell 6. M2-mobilitet for personer i alderen 35-44 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .14 .18 .21 .241987 - .15 .17 .221988 - .14 .181989 _ - .14

    Tabell 7. M2-mobilitet for personer i alderen 45-54 ir i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    År 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .11 .14 .15 .161987 - .11 .14 .151988 - .11 .141989 - - .11

    12

  • Tabell 8. M2-mobilitet for personer i alderen 55-64 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .11 .13 .16 .20

    1987 .10 .14 .18

    1988 - .10 .15

    1989 . - .11

    Tabell 9. M2-mobilitet for personer i alderen 65-83 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og

    1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .10 .14 .18 .201987 .10 .16 .18

    1988 .12 .16

    1989 .11

    13

  • 14

  • 3. Betydningen av valg av inntekts-periode for inntektsulikhet

    Analysen av inntektsfordelingen er i de flesteland basert pa årsinntekter. Valg av 1 år somregnskapsperiode er både styrt av data-tilgjenge-lighet og tradisjoner. Men siden vi har mangeholdepunkter for at årsinntektene vil variere overlivsløpet, vil det være viktig å supplere dentradisjonelle informasjonen om årlig inntekts-ulikhet med informasjon om ulikhet basert påinntektsdata for lengre perioder enn ett år. Hvispersoner med lave og høye årsinntekter bareunntaksvis befinner seg i samme posisjon overlengre tid, vil aggregeringen av inntekter over tidredusere de relative inntektsforskjellene. Det erderfor rimelig å anta at forekomst av mobilitetleder til redusert ulikhet når inntektsperioden forinntekt øker. Videre følger det at graden avulikhetsreduksjon vil avhenge av både omfangetav endringer i inntektshierarkiet og variasjonen istørrelsen på individenes årsinntekt over tid. Hvisdet er lite mobilitet i inntektsstrukturen vil derelative inntektene endre seg lite over tid og denutjevnende effekten av å øke inntektsperioden vilvære svak. På den andre siden vil vi forvente enbetydelig reduksjon i inntektsulikhet i et samfunnmed stor mobilitet.

    For å sammenligne inntektsfordelinger medhensyn på graden av ulikhet trenger vi et summa-risk mål som på en hensiktsmessig måte kansummere opp spredningen i de relative inntekts-forskjellene i populasjonen. I faglitteraturen er detvanlig å kreve at slike mål må tilfredsstille føl-gende betingelser:

    (i) Samme prosentvise tillegg (reduksjon) iinntekt for alle gir uendret ulikhet.

    (ii) Overføring av inntekt fra en rikere til enfattig (som ikke endrer rekkefølgen mellomdem) gir redusert ulikhet.

    Disse to egenskapene har Gini-koeffisienten, somhar vært det mest benyttede målet for ulikhet

    fordelingsstudier. Hvis vi nå forutsetter at enpopulasjon bestående av n personer har følgendeinntekter ordnet etter størrelse, X (1) X(2) 5_ ...X(.) , så er Gini-koeffisienten G gitt ved

    (3.1)2 E (X(1+1) -Xe))

    n(n-1) i.1E

    G =

    der X er gjennsomsnittsinntekten.

    Sum-uttrykket i telleren for G summerer oppinntektsforskjellene som framkommer når allepersonenes inntekter blir sammenlignet medhverandre. I denne summen inngår det derfor n(n-1)/2 inntektsforskjeller. Telleren i uttrykket for Ggir derfor den gjennomsnittlige inntektsforskjelleni populasjonen. Ved å devidere på gjennomsnittetfår vi derfor et mål for relativ inntektsforskjell ipopulasjonen. I faglitteraturen har det imidlertidvært reist kritikk mot Gini-koeffisienten fordi dengir like stor vekt til inntektsforskjeller mellommiddels og høye inntekter som til inntektsfor-skjeller mellom lave og middels inntekter. For åsupplere informasjonen fra Gini-koeffisienten vildet derfor være viktig å benytte et mål som retterstørre oppmerksomhet mot den delen av inntekts-fordelingen som angår de lave inntektene. Et sliktmål er A-koeffisienten (se Aaberge (1986)) gittved

    (3.2)1 n - 1__:5""E-‘

    nA = 1-1

    1

    r i 1+1(1+0 - X (0)

    X

    Som det framgår av uttrykket for A blir forskjel-lene som angår de lavere inntektene tillagt størrevekt enn forskjellene som angår de midlereinntektene som igjen blir tillagt større vekt enn de

    15

  • Tabell 10. A-ulikhet* ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 17-83 år i 1986

    Til og med

    1987 1988

    .487 .476(.006) (.006)

    .500 .477(.011) (.006)

    .487(.007)

    Inntekts-periode

    År 1986

    1986 .510(.007)

    1987

    Fra og med 1988

    1989

    1990

    1989

    .471(.006)

    .472(.6)

    .476(.7)

    .495(.010)

    1990

    .461(.006)

    .461(.6)

    .462(.7)

    .467(.8)

    .471(.9)

    *) Standardavvik i parentes.

    høyere inntektene. Vi minner om at både A og Gtar verdier mellom 0 og 1; jo mindre verdi jomindre er inntektsulikheten. Minimumsverdien 0svarer til situasjonen hvor alle har lik inntekt (alleX-ene er like), mens maksimumsverdien 1 svarertil situasjonen hvor én person har all inntekt mensresten av populasjonen har ingen inntekt.

    Tabell 10 gir estimater for A-koeffisienten forforskjellige inntektsperioder mellom årene 1986og 1990. Tilsvarende estimater for Gini-koeffisi-enten er gitt i Vedlegg 2. Tallene som utgjørdiagonalen i tabell 10 viser ulikheten (målt vedA-koeffisienten) i fordelingen av årlig disponibelinntekt for 1986 til og med 1990 for personersom var 17-83 år i 1986. Siden denne populasjo-nen var blitt 18-84 år i 1987 og 21-87 år i 1990betyr det at populasjonen er blitt 4 år eldre i1990. På grunn av alderseffekten vil vi forventeat den årlige inntektsulikheten avtar med tidennoe som også blir bekreftet av resultatene i tabell10. Legg merke til at nivået på ulikheten liggerrundt 0.5, som svarer til det vi ville ha fått hvisinntektene var jevnt (uniformt) fordelt mellom 0og største observerte inntekt.

    Resultatene i kapittel 2 antydet stor mobilitet ogdermed forventning om betydelig reduksjon iulikhet når inntektsperioden blir utvidet fra I til5 år.

    Resultatene i Tabell 10 viser derimot at reduksjo-nen i ulikhet som følge av økende inntektsperiodeer entydig men beskjeden. Ved å Øke inntekts-perioden fra 1 til 5 år blir ulikheten redusert medfra 2.1 prosent til 9.6 prosent, avhengig av om visammenligner med nivået i 1990 eller 1986.Samtidig ser vi at ulikheten i fordelingen av deårlige inntektene blir redusert fra 0.510 i 1986 til0.471 i 1990, dvs. med 7.6 prosent. Dette svarertil effekten av følgende hypotetiske skatte-/over-fOringsintervensjon:

    La oss anta at vi innførte en flat (proporsjonal)skatt på 7.6 prosent av de (disponible) inntektenei 1986 og at den innsamlede skatten ble delt utigjen til skattyterne i form av samme beløp likgjennomsnittsskatten, dvs. kr. 7 000. Ulikheten i1986-fordelingen ville da blitt redusert med 7.6prosent og derfor tatt samme verdi som 1990-fordelingen. Vær oppmerksom på at forskjellenmellom hvert av tallene i tabell 10 kan fortolkespå denne måten. Den formelle begrunnelsen fordenne fortolkningen er gitt i Aaberge og Li(1992). For å gjøre leserne fortrolig med størrel-sesordenen av denne reduksjonen (7.6 prosent) iulikhet, skal vi i tabell 1.1 demonstrere hvordandesil-gjennomsnittene i 1986-fordelingen blirpåvirket av den nevnte skatte-/overføringsinter-vensjonen. Legg merke til at denne intervensjonenbegunstiger de "fattige" på bekostning av de"rike".

    16

  • For å gi en pekepinn på hvordan fordelingen av5-årsinntektene samvarierer med de tilhørendeårlige inntektene, har vi dekomponert desilgjen-nomsnittene i 5-årsfordelingen m.h.p. bidragenefra de enkelte årene i perioden. Resultatene er gitti tabell 12.

    Tabell 11. Faktiske og hypotetiske *) desilgjen-nomsnitt av inntekt etter skatt i 1986for personer som var 17-83 år i 1986

    Desil nr.

    123456

    8910

    Alle

    A-ulikhet

    Faktiskegjennomsnitt

    Hypotetiskegjennomsnitt

    15 90037 00052 50066 30079 80094 000

    106 500121 100140 100211 800

    92 500

    0.471

    9 60032 50049 30064 20078 80094 100

    107 600123 400143 900221 500

    92 500

    0.510

    *) De hypotetiske gjennomsnittene framkommer ved enskatte-/overføringsintervensjon på 1986-fordelingen som erslik at ulikheten (målt ved A) i den hypotetiske fordelingenblir lik ulikheten i den observerte 1990-fordelingen.

    Resultatene i tabell 12 indikerer at det var storstabilitet i årsinntektene over tid. Det betyr atpersoner med lave inntekter i 1986 stort sett ogsåhadde lave inntekter i de påfølgende fire årene.Tilsvarende hadde personer med høye inntekter i1986 også høye inntekter i 1987-1990. Som kjenter arbeidsinntekt den dominerende inntektsfak-toren bak disponibel inntekt. Vi forventer derforat det vil være en klar sammenheng mellomomfanget av yrkesaktivitet og inntektsnivåetdesilene. I denne analysen kreves det at en personmå ha en lønns- og næringsinntekt som overstigerFolketrygdens minsteytelser til enslige alders- oguførepensjonister for å bli regnet som yrkesaktiv.Merk at dagpenger til arbeidsledige blir definertsom lønnsinntekt. Hvis summen av dagpengeneog eventuelle arbeidsinntekter er høyere ennminsteytelsene fra Folketrygden, så blir arbeidsle-dige regnet som yrkesaktive.

    Fra Figur 1 framgår det at mindre enn én prosentav personene i den laveste inntektsdesilenfordelingen av 5-årsinntektene var yrkesaktive iårene 1986, 1987, 1989 og 1990. I 1988 var 1.1prosent av denne desilen yrkesaktive. ViderefOlger det at yrkesaktiviteten for hvert av åreneØkte med Økende desilnummer opp til og meddesilnummer 7. I de tre høyeste desilene varyrkesaktiviteten stabil på et nivå mellom 95 og 98prosent.

    Tabell 12. Desilgjennomsnitt*) av realinntekt i 5-årsperioden 1986-1990 med tilhørende Adige gjennom-snitt for personer i alderen 17-83 år i 1986. 1986-kroner

    Gjennomsnitt i Tilhørende Tilhørende Tilhørende Tilhørende Tilhørende Gjennom-Desil 5-års- gjennom- gjennom- gjennom- gjennom- gjennom- snittlignr. perioden snitt 1986 snitt 1987 snitt 1988 snitt 1989 snitt 1990 årsinntekt

    i 5-års-perioden

    1 100 300 17 600 18 100 19 100 19 800 25 700 20 1002 203 200 36 200 3/ 500 40 100 42 000 47 400 40 6003 272 500 51 700 53 200 54 000 55 300 58 200 54 5004 339 100 63 100 68 700 68 800 67 200 71 200 67 8005 411 700 79 400 82 700 82 600 82 000 85 000 82 3006 479 600 95 000 94 700 97 000 96 100 96 700 95 9007 547 300 106 100 110 100 112 400 108 600 110 200 109 5008 623 500 122 300 125 900 126 400 123 900 125 000 124 7009 722 400 141 900 144 300 146 200 144 500 145 500 144 50010 1 122 000 211 600 222 400 221 700 239 500 226 800 224 400

    Alle 482 200 92 500 95 800 96 800 97 900 99 200 96 400

    *) Summen av årsgjennomsnittene i hver av rekkene skal være lik det korresponderende 5-årsgjennomsnittet i forste kolonne.Eventuelle avvik skyldes avrundingsfeil.

    17

  • Figur 1. Andelen av personer i hver av desilene i fordelingen av 5-årsinntektene som var yrkesaktivei de enkelte årene mellom 1986 og 1990

    Tabell 13. Fordelingen av hver av 5-årsdesilene etter antall år med yrkesaktivitet for personer som var17-83 år i 1986. Prosent

    Desil

    Antall år som yrkesaktivnr.

    0

    1

    2

    3

    4

    5

    1

    78.1

    14.0

    7.0

    0.9

    0.0

    0.0

    1002

    46.8

    11.7

    19.5

    13.8

    4.5

    3.7

    1003

    48.5

    5.1

    7.9

    10.3

    10.9

    17.3

    1004

    34.1

    3.9

    4.5

    10.3

    15.3

    31.9

    1005

    22.8

    4.0

    4.2

    4.4

    11.4

    53.3

    1006

    11.3

    1.9

    2.8

    6.1

    8.6

    69.3

    1007

    4.8

    0.9

    2.8

    3.4

    7.2

    80.9

    1008

    1.4

    2.0

    1.2

    5.7

    4.3

    85.5

    1009

    1.5

    0.5

    0.8

    2.2

    2.4

    92.6

    10010

    1.5

    0.9

    0.9

    0.2

    2.2

    94.4

    100

    Alle

    25.1

    4.5

    5.2

    5.7

    6.7

    52.9

    100

    For å belyse variasjonen i yrkesaktivitet over 5-årsperioden har vi i tabell 13 fordelt hver av 5-årsdesilene etter antall år med yrkesaktivitet. Re-sultatene viser blant annet at ingen i den lavesteinntektsdesilen var yrkesaktive i mer enn 3 årløpet av 5-årsperioden 1986-1990, mens mellom92 og 94 prosent av personene i de to høyestedesilene var yrkesaktive i hele 5-årsperioden.

    Det følger fra tabell 13 at knapt 53 prosent avpersonene som var 17-83 år i 1986 var sammen-hengende yrkesaktive i perioden 1986-1990, mens25 prosent ikke var yrkesaktive i noen av disseårene. Ca. 70 prosent av de ikke-yrkesaktivepersonene tilhørte de tre laveste desilene i forde-lingen av 5-årsinntektene. Av disse var 6 prosentstudenter, 35 prosent alderspensjonister og 20prosent uførepensjonister. Ut fra disse resultatene

    18

  • vil vi forvente at lønns- og næringsinntekt er dedominerende inntektskomponentene for de høyes-te desilene, mens overføringene er den viktigsteinntektskomponenten for de laveste desilene.Figur 2 viser den faktiske inntektssammensetning-en for hver av desilgruppene i fordelingen avdisponibel 5-årsinntekt (inntekt etter skatt). Leggmerke til at samlet inntekt for hver av desilgrup-pene framkommer som summen av søylene overden horisontale aksen, lønnsinntekt + netto næ-ringsinntekt + kapitalinntekt + overføringer, mensskatten er gitt ved søylen nedenfor aksen. Inntektetter skatt er altså gitt ved forskjellen mellomsøylen over og under den horisontale aksen. Figur2 bekrefter at overføringer er den dominerendeinntektskomponenten for de tre laveste desileneog utgjør mellom 45 og 50 prosent av samletinntekt. Lønnsinntekt bidrar også vesentlig tilsamlet inntekt, på tross av lav yrkesaktivitet idisse desilene. Men selv om personene ikke harvært yrkesaktive i følge vår definisjon, kan delikevel ha hatt deltidsarbeid og mottatt en årliglønnsinntekt som er lavere enn minsteytelsene fraFolketrygden. Figur 2 viser videre at lønns- ognetto næringsinntekt er de dominerende inntekts-komponentene blant de øverste desilene. Lønns-og næringsinntekten utgjør hhv. 60 og 26 prosentav samlet inntekt for den øverste desilen. For

    desilene 8 og 9 utgjør lønnsinntekten 80 prosentav samlet inntekt.

    Som er supplement til tabell 12 skal vi i tabell 14vise hvordan 5-årsinntektene for permanentyrkesaktive personer (i alderen 17 år og over i1986), samvarierer med de tilhørende årligeinntektene.

    Ved å sammenligne resultatene i tabellene 12 og14 finner vi som ventet at ulikheten i fordelingenav inntekt etter skatt blir betydelig redusert når viavgrenser populasjonen til de personene som harvært sammenhengende yrkesaktive i perioden1986-1990. F.eks. følger det at den høyestedesilen i fordelingen av 5-årsinntektene blant allepersoner (i alderen 17 år og over i 1986) i gjen-nomsnitt hadde i overkant av 11 ganger så hOyinntekt som den laveste desilen. Når vi avgrenserpopulasjonen til de som var sammenhengendeyrkesaktive i 5-årsperioden finner vi at forholdetmellom gjennomsnittsinntekten i høyeste oglaveste desil faller til 4.3. Resultatene i tabell 14gir dessuten en klar indikasjon på at det var storstabilitet i årsinntektene til de permanent yrkesak-tive i denne 5-årsperioden og samsvarer derformed funnene som angår hele populasjonen avpersoner i alderen 17-83 år i 1986.

    Figur 2. Inntektssammensetningen for hver av desilene i fordelingen av 5-årsinntektene for personersom var 17-83 år i 1986

    2000

    1500

    1000

    500

    Ï -a 1 r r1 2 3 4 5 6

    7

    8

    9

    10Desilgruppe

    El Lønnsinntekt El Nettonæringsinntekt • Bruttokapitalinntekt 13 Overføringer OSkatt

    -500

    19

  • Desilnr.

    Gjennomsnitt i5-års-

    perioden

    Til- Til- Til- Til- Til-hørende hørende

    hørende

    hørende hørendegjennom- gjennom- gjennom- gjennom- gjennom-

    snitt snitt snitt snitt snitt1986

    1987

    1988

    1989

    1990

    60 000 62 40078 100 82 20090 400 92 300

    102 200 104 500109 000 114 300121 600 123 500131 400 134 600143 600 147 000163 400 167 200250 700 261 800

    125 000 129 000

    63 80083 10095 500

    105 100115 000123 900135 100148 100169 600260 600

    130 000

    62 70081 90095 500

    103 600114 700122 100134 300145 300169 200293 300

    132 300

    65 60087 50099 100

    106 200115 100123 600134 000148 900169 400279 700

    132 900Alle

    12345678910

    314 500412 800472 700521 600568 000614 800669 300732 900838 700

    1 346 100

    649 100

    Tabell 14. Desilgjennomsnitt* ) av realinntekt i 5-årsperioden 1986-1990 med tilhørende årligegjennomsnitt for personer i alderen 17-83 år i 1986 som var sammenhengende yrkesaktivei perioden 1986-1990. 1986-kroner

    *) Summen av årsgjennomsnittene i hver av rekkene er lik det korresponderende 5-årsgjennomsnittet i forste kolonne. Eventuelleavvik skyldes avrundingsfeil.

    Tabellene 10, 12 og 14 gir en Idar antydning OMliten inntektsmobilitet og kommer derfor i kon-flikt med resultatene i kapittel 2. Vi skal behandledette problemet mer utførlig i kapittel 4, men girfor fullstendighetens skyld først en oversikt overulikheten og hvordan ulikheten varierer medinntektsperioden for 6 aldersgrupper (fødselsko-horter).

    Ved å sammenligne resultatene i tabellene 12 og14 finner vi som ventet at ulikheten i fordelingenav inntekt etter skatt blir betydelig redusert når viavgrenser populasjonen til de personene som harvært sammenhengende yrkesaktive i perioden1986-1990. F.eks. følger det at den høyestedesilen i fordelingen av 5-årsinntektene blant allepersoner (i alderen 17 år og over i 1986) i gjen-nomsnitt hadde i overkant av 11 ganger så hOyinntekt som den laveste desilen. Når vi avgrenserpopulasjonen til de som var sammenhengendeyrkesaktive i 5-årsperioden finner vi at forholdetmellom gjennomsnittsinntekten i høyeste oglaveste desil faller til 4.3. Resultatene i tabell 14gir dessuten en klar indikasjon på at det var storstabilitet i årsinntektene til de permanent yrkesak-tive i denne 5-årsperioden og samsvarer derformed funnene som angår hele populasjonen avpersoner i alderen 17-83 år i 1986.

    Tabellene 10, 12 og 14 gir en klar antydning omliten inntektsmobilitet og kommer derfor i kon-

    flukt med resultatene i kapittel 2. Vi skal behandledette problemet mer utførlig i kapittel 4, men girfor fullstendighetens skyld først en oversikt overulikheten og hvordan ulikheten varierer medinntektsperioden for 6 aldersgrupper (fødselsko-horter).

    I våre kommentarer til resultatene i tabell 10pekte vi på en mulig alderseffekt som forklaringpå at ulikheten i fordelingen av årsinntekt avtokover tid. Det samme mønsteret avtegner seg nårvi studerer de forskjellige aldersgruppene hver forseg; se diagonalene i tabellene 15-20. Riktignoker ikke bildet entydig, og dessuten blir det somventet svekket for de midlere aldersgruppene. Nåkan riktignok disse funnene i stedet skyldesendringer i økonomiske rammebetingelser ogatferd i siste halvdelen av 80-årene. Men i så fallville vi forvente en tilsvarende utvikling i ulikhe-ten i fordelinger av årsinntekt både blant personerog hushold også når alderseffekten er nøytralisert.Imidlertid viser resultatene i Strøm et al. (1993)at den årlige inntektsulikheten er stabil i denaktuelle perioden og styrker derfor vår antydningom en alderseffekt på inntektsulikheten, spesieltfor den yngste og den eldste aldersgruppa. Når vifOlger disse alders-gruppene (kohortene) over tid(5 år) vil inntektsulikheten avta fordi personeneblir mer homogene både i tilknytning til arbeids-marked og som mottakere av offentlig stønad. Detsamme kan sies om populasjonen av personer

    20

  • som var 17-83 år i 1986 og som i 1990 nåddealderen 21-87 år. Når vi skal vurdere betydningenav inntektsperioden for nivået på inntektsulikhetenmå vi derfor kontrollere for alderseffekten når vitolker tallene i tabellene 10 og 15-20. Ved åsammenligne tallene fra venstre mot høyre ienhver av rekkene i disse tabellene får vi utenunntak at ulikheten avtar med økende inntekts-periode og alder på kohorten. Vi skal drOftehvordan vi kan skille mellom disse to effektene ineste kapittel.

    Som et supplement til tabell 13 viser figur 3 hvorstor del av de enkelte alderskohortene som varhhv. aldri og alltid yrkesaktive i perioden 1986-1990. Resultatene som framkommer er ikke særligoverraskende. Aldersgruppa 35-44 år (i 1986)viser sterkest varig tilknytning til arbeidsmarke-det, mens den yngste aldersgruppa avslører storheterogenitet i personenes tilknytning til arbeids-markedet. Dette skyldes naturligvis den storevariasjonen i utdanningsvalg sammen med peri-odevise kombinasjoner av utdanning og arbeid.

    Tabell 15. A-ulikhee ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 17-24 år i 1986

    Inntektsperiode Til og med

    1987

    .515(.013)

    År 1986

    .561(.013)

    1988

    .486(.013)

    1989 1990

    1986 .467 .446(.014) (.013)

    1987 .528(.014)

    .492(.14)

    .508(.15)

    .473 .451(.14) (.013)

    Fra og med 1988

    1989

    1990

    .484 .456(.15) (.013)

    .507 .466(.015) (.013)

    .484(.014)

    1 Standardavvik i parentes.

    Tabell 16. A-ulikhet *) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 25-34 år i 1986

    Inntektsperiode

    Til og med

    År

    1986

    1987

    1988 1989 1990

    1986 .479 .462 .456 .453 .445(.014)

    (.013)

    (.013) (.013) (.014)

    1987 .473 .463 .459 .449(.013)

    (.013) (.013) (.014)Fra og med

    1988 .472 .468 .451(.014) (.015) (.015)

    1989 .494 .455(.020) (.017)

    1990 .455(.020)

    Standardavvik i parentes.

    21

  • Tabell 17. A-ulikhet* ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 35-44 år i 1986

    Inntektsperiode Til og med

    A 1986 1987 1988 1989 19901986 .440 .424 .415 .414 .407

    (.012) (.012) (.012) (.014) (.014)

    1987 .437 .417 .417 .409(.015) (.012) (.015) (.015)

    Fra og med1988 .424 .423 .412

    (.014) (.017) (.016)

    1989 .447 .422(.025) (.019)

    1990 .420(.014)

    1 Standardavvik i parentes.

    Tabell 18. A-ulikhet *) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 45-54 år i 1986

    Inntektsperiode Til og med

    Ar 1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .497 .480 .474 .471 .465(.018) (.016) (.016) (.016) (.016)

    1987 .518 .473 .471 .464(.043) (.016) (.017) (.017)

    Fra og med1988 .503 .475 .464

    (.026) (.020) (.018)

    1989 .480 .464(.024) (.019)

    1990 .457(.016)

    1 Standardavvik i parentes.

    22

  • Tabell 19. A-ulikhet *) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 55-64 år i 1986

    Inntektsperiode Til og med

    År

    1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .508 .493 .483 .479 .472(.017) (.015) (.014) (.015) (.015)

    1987 .492 .480 .477 .469(.015) (.014) (.015) (015)

    Fra og med1988 .479 .477 .468

    (.015) (.016) (.016)

    1989 .487 .471(.019) (.017)

    1990 .495(.039)

    *) Standardavvik i parentes.

    Tabell 20. A-ulikhee ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 65-83 år i 1986

    Inntektsperiode

    Til og med

    År

    1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .420 .386 .372 .363 .351(.022) (.012) (.012) (.013) (.012)

    1987 .387 .368 .359 .345(.012) (.011) (.014) (.013)

    Fra og med1988 .364 .355 .339

    (.013) (.016) (.014)

    1989 .370 .338(.026) (.017)

    1990 .322(.011)

    *) Standardavvik i parentes.

    23

  • Alltid yrkesaktivAldri yrkesaktiv

    79,7 65+ 2,4

    30,8 55-64

    14,0 45-54

    42,5

    73,2

    7,1

    12,5

    16,7 17-24

    I i i i i i

    80 60 40 20 0 0

    Prosent

    79,2

    34,8

    I •

    40 60 8020

    Figur 3. Andelen av alderskohortene*) som var hhv. aldri yrkesaktiv og sammenhengende yrkesaktivi perioden 1986-1990

    $) De oppgitte aldersintervallene refererer seg til 1986.

    24

  • 4. Inntektsmobilitet og inntektsulikhet

    kapittel 2 droftet vi inntektsmobilitet på grunn-lag av personers bevegelser mellom desiler. Iprinsippet kan da bare mindre endringer i perso-nenes inntekter føre til skift av desil og dermedbidra til mobilitet mellom desiler. Mobiliteten.målt ved M 1 tar ikke hensyn til hvor store endrin-gene i relative inntekter er, bare om personeneskifter desil. For å studere inntektsmobilitet vildet være mer relevant å la definisjonen av mobili-tet reflektere hvilken betydning posisjonsskift harfor inntektsulikheten. Vi sier derfor at det erkomplett ubevegelighet (ikke-mobilitet) nrpersonene ikke skifter posisjon i fordelingen avinntekter over tid. I så fall kan inntektsulikhetenfor en bestemt periode, målt ved f.eks. A-koeffisi-enten eller Gini-koeffisienten, uttrykkes som enveiet sum av inntektsulikheten for de enkelteårene i perioden. Vektene er bestemt av realinn-tektsnivåene for de enkelte årene. Hvis inntekts-ulikheten for perioden sett samlet derimot ermindre enn den veide summen av de årligeinntektsulikhetene, må noen personer ha skiftetposisjon og dermed bidratt til mobilitet. Til flerepersoner som skifter posisjon og til større endrin-gene i relative inntekter er, til større blir forskjel-len mellom korttidsperiode-ulikheten (årlig inn-tektsulikhet) og langtidsperiode-ulikheten. Etannet forhold som påvirker langtidsperiode-ulik-heten er kohortens økte alder. Ved å anta atalderseffekten påvirker hvordan de årlige inntekte-ne fordeler seg over tid, men ikke om og hvordanindividene skifter posisjon i den årlige fordelingenover tid, kan vi skille alderseffekten og inntekts-periode-effekten fra hverandre. Inntektsperiode-effekten blir derfor reflektert av mobilitetseffekt-en.

    Ved å benytte en metode for dekomponering avulikhet, se kapittel 4 i Aaberge (1986), kan detvises at

    A E A ii=1 [1.

    der p. og A er hhv. realinntektsnivå og A-ulikhetfor en periode som dekker s år og Ili og A i er hhv.realinntektsnivå og A-ulikhet for år i. Det følgerfra Aaberge (1986) at

    A = Ei-1

    hvis og bare hvis ingen person skifter posisjon iden årlige inntektsfordelingen i løpet av periodenpå s år. Ulikheten i fordelingen av livsløpsinntekt-en (s Ar) kan da uttrykkes som en veiet sum avulikheten i de årlige inntektsfordelingene. Hvisderimot én eller flere personer skifter posisjonminst én gang i løpet av perioden på s år, så vil

    A være mindre enn E (WO A i . Følgelig vil denrelative forskjellen mellom disse to størrelsenevære et filial for inntektsmobiliteten for periodenpå s år. Den formelle definisjonen er gitt ved

    E - Ai-1

    Ili AEi..

    Under denne definisjonen blir inntektsmobilitettolket som graden av utjamning når inntekts-

    sperioden blir utvidet. Siden A 5_ E (p il[t) A i og

    likhet oppnås hvis og bare hvis ingen personskifter posisjon i den årlige inntektsfordelingen,vil M(A) ta verdien 0 hvis og bare hvis det eringen mobilitet. Den andre ekstremsituasjonenoppstår når mobiliteten fullstendig utjevner deårlige inntektsforskjellene i løpet av de s årene.M(A) tar da maksimumsverdien I og vi sier atdet er komplett inntektsmobilitet. Siden mobili-tetsmålet 1\4(A) er basert på A-koeffisienten vildet være spesielt følsomt overfor mobilitetsbi-draget fra inntektstakere med lave inntekter i ett

    (4.1) M(A

    25

  • Til

    1988.045.034

    Ar 1987 1989.054.045.029

    1990.063.055.045.033

    1986198719881989

    .035 Fra

    eller flere år. Ønsker en derimot et mobilitetsmålsom i større grad fokuserer på endringer i densentrale delen av inntektsfordelingen, kan en i(4.1) bytte ut A-koeffisienten med Gini-koeffisi-enten.

    Den skisserte tilnærmingen for måling av inn-tektsmobilitet innen en kohort eller generasjon bleførste gang drOftet av Shorrocks (1978b).

    Vi skal først studere hvordan inntektsmobilitetenfor populasjonen av personer som var 17-83 år i1986 varierer med inntektsperioden.

    Estimatene i tabell 21 viser at inntektsmobilitetenØker med økende inntektsperiode og at det forsamme inntektsperiode er stor stabilitet. Mobilite-ten er imidlertid liten. Størst er den for 5-årsperio

    den da M(A) = 0.063. La oss nå anta at inntekte-ne i 5-årsperioden ble fordelt etter de aktuelleårlige marginalfordelingene på en slik måte at énog samme person var mottaker av den minsteinntekten hvert år, én og samme person varmottaker av den nest minste inntekten, osv. Detbetyr at alle personene hadde fast posisjon i deårlige inntektsfordelingene. Ulikheten i fordelin-gen av 5-årsinntektene ville da ha blitt lik enveiet sum av ulikheten for de Adige fordelingene(diagonalen i tabell 10), dvs. den ville ha okt fra0.461 til 0.492. For å gi leserne en mer konkretforståelse av denne økningen, har vi i tabell 22sammenlignet den faktiske inntektsfordelingenmed den nevnte hypotetiske fordelingen. Forskjel-len mellom hhv. kolonne 1 og 2 og kolonne 3 og4 gir en pekepinn på omfordelingseffekten avinntektsmobiliteten i 5-årsperioden 1986-1990.

    Tabell 21. Inntektsmobilitet (M(A)) for personer i alderen 17-83 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Tabell 22. Desilgjennomsnitt av faktiske og hypotetiske" realinntekter i 5-årsperioden 1986-1990 forpersoner i alderen 17-83 år i 1986. 1986-kroner

    Faktisk

    Hypotetisk

    Faktisk

    HypotetiskDesil nr. gjennomsnittlig gjennomsnittlig gjennomsnittlig gjennomsnittlig

    realinntekt realinntekt

    årlig

    årlig5-årsperioden i 5-årsperioden realinntekt realinntekt

    1

    100 300

    70 400

    20 100

    14 1002

    203 200

    188 800

    40 600

    37 8003

    272 500

    266 000

    54 500

    53 2004

    339 100

    336 400

    67 800

    67 3005

    411 700

    413 000

    82 300

    82 6006

    479 600

    482 700

    95 900

    96 5007

    547 300

    550 700

    109 500

    110 1008

    623 500

    625 200

    124 700

    125 0009

    722 400

    732 300

    144 500

    146 50010

    1 122 000

    1 156 100

    224 400

    231 200Alle 482 200 482 200

    96 400

    96 400A-ulik-het 0.461 0.492

    0.461

    0.492

    *) Summen av de laveste årsinntektene i 5-årsperioden definerer den laveste 5-årsinntekten, summen av de nest-lavesteårsinntektene definerer den nest-laveste 5-årsinntekten, osv.

    26

  • Den andre kolonnen i tabell 22 viser hva slagsresultat vi ville fått hvis ingen personer haddeskiftet posisjon i den årlige inntektsfordelingen iløpet av 5-årsperioden. Vurdert i et 5-årsperspek-tiv er forskjellen i ulikhet mellom de to fordelin-gene i tabell 22 relativt liten. Størst er forskjellenfor den nederste og den øverste desilen. Dennederste desilen hadde i gjennomsnitt kr. 6 000mer i årsinntekt enn hva den ville ha oppnåddhvis vi hadde fjernet effekten av inntektsmobili

    teten. I så fall ville den øverste desilen fått økt sinårsinntekt med kr. 6 800. Vær oppmerksom på atinntekten er målt i 1986-kroner.

    I kapittel 2 fant vi at desil-mobiliteten var størstblant yngre og eldre personer, mens den varbetydelig lavere blant de midlere aldersgruppene.Vi skal nå studere inntektsmobiliteten målt vedM(A) for de samme aldersgruppene. Resultateneer gitt i tabellene 23-28.

    Tabell 23. Inntektsmobilitet (M(A)) for personer i alderen 17-24 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .052 .083 .107 .1321987 .049 .079 .1081988 .046 .0861989 .059

    Tabell 24. Inntektsmobilitet (WA)) for personer i alderen 25-34 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .029 .040 .056 .0621987 .021 .044 .0521988 .030 .0461989 .039

    Tabell 25. Inntektsmobilitet (M(A)) for personer i alderen 35-44 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .033 .043 .052 .0611987 .032 .043 .0531988 .029 .0421989 .027

    27

  • Tabell 26. Inntektsmobilitet (M(A)) for personer i alderen 45-54 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År 1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .054 .063 .057 .0541987 .073 .059 .053

    1988 .034 .034

    1989 .010

    Tabell 27. Inntektsmobilitet (M(A)) for personer i alderen 55-64 at. i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    1987 1988 1989 1990

    Fra 1986 .013 .020 .025 .0421987 .012 .019 .040

    1988 .012 .039

    1989 .040

    Tabell 28. Inntektsmobilitet (M(A)) for personer i alderen 65-83 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År 1987 1988 1989 1990

    1986 .042 .046 .056 .060

    1987 .021 .041 .045

    1988 .034 .039

    1989 .026

    I tabellene 4-9 demonstrerte vi hvordan desil-mobiliteten innen alderskohorten varierte frakohort til kohort. Resultatene viste at den yngstekohorten hadde betydelig store mobilitet enn deresterende kohortene. Estimatene for inntekts-mobilitet i tabellene 21 og 23-28 bekrefter dettefunnet. I tillegg viser resultatene i disse tabelleneat kohorten 55-64 år (i 1986) skiller seg ut medspesielt lav mobilitet. Legg dessuten merke til atnivået på inntektsmobiliteten målt ved M(A) ersvært lite i forhold til nivået på desilmobiliteten

    målt ved M2. Dette skyldes at mobiliteten måltved M2 blir overvurdert fordi M2 bare tar hensyntil sprangene i desilskift over tid og ikke til defaktiske inntektsendringene som ligger bak desil-skiftene. Det er derfor grunn til å advare mot åtillegge resultater som utelukkende bygger pådesilinformasjon for stor vekt. Tilsvarende kritikkkan reises mot fattigdomsstudier som basererkonklusjonene på informasjon om hvor mangepersoner eller familier som har lavere inntekt ennen vilkårlig valgt referanseinntekt.

    28

  • Som et supplement til tabellene 16 og 24 sam-menligner vi i tabell 29 den faktiske inntektsfor-delingen i 5-årsperioden for personer som varalderen 25-34 år i 1986 med den hypotetiskefordelingen som framkommer ved å summere de

    minste årsinntektene i perioden, de nest-minsteårsinntektene i perioden, osv. Mobilitetseffektenpå omfordelingen var størst for de laveste desil-ene og ledet til en reduksjon i A-ulikheten på 6,2prosent.

    Tabell 29. Desilgjennomsnitt av faktiske og hypotetiske *) realinntekter i 5-firsperioden 1986-1990 forpersoner som var i alderen 25-34 år i 1986. 1986-kroner

    Faktiske Hypotetiske

    Årsgjennomsnitt

    ÅrsgjennomsnittDesil nr. gjennomsnitt gjennomsnitt av de av de

    5-årsperioden i 5-årsperioden faktiske hypotetiske5-årsinntektene 5-årsinntektene

    97 600

    68 400

    19 500

    13 7002

    211 800

    192 400

    42 400

    38 5003

    333 600

    321 900

    66 700

    64 4004

    419 400

    416 900

    83 900

    83 4005

    487 900

    488 400

    97 600

    97 7006

    546 700

    546 600

    109 300

    109 3007

    602 500

    605 600

    120 400

    121 1008

    670 500

    677 100

    134 100

    135 4009

    752 200

    769 300

    150 400

    153 90010

    1 146 100

    1 181 400

    229 200

    236 300

    Alle 526 800 526 800

    105 400

    105 400

    A-u lik- 0.445 0.474

    0.445

    0.474het

    *) Summen av de laveste årlige inntektene i 5-årsperioden definerer den laveste 5-årsinntekten, summen av de nest-lavestårsinntektene definerer den nest-laveste 5-årsinntekten, osv.

    29

  • 30

  • 5. Sammendrag og konklusjon

    vi har hatt to siktemål med dette arbeidet. Detene har vært å drOfte informasjonsverdien av åbasere studier av inntektsmobilitet på overgangermellom inntektsdesiler fra en periode til en annen.Våre resultater viser at det er grunn til å advaremot å tillegge resultater som benytter en slikmetodisk tilnærming for stor vekt. Tilsvarendeadvarsler kan rettes mot resultatene fra tradisjo-nelle fattigdomsstudier som baserer konklusjonenepå informasjon om hvor mange personer ellerfamilier som har lavere inntekt enn en gitt refe-ranseinntekt.

    De desil-baserte resultatene i kapittel 2 kan vedførste øyekast forlede en til å påstå at det harvært stor inntektsmobilitet i perioden 1986-1990.Problemet er at det i målingen av desilmobilitetenikke blir tatt hensyn til størrelsen på endringenei de relative inntektene, men bare om personeneskifter desil mellom to tidspunkter. Vi kan derforrisikere at en betydelig del av de desilsldftenesom vi registrerer bare representerer ubetydeligeendringer i inntekt.

    For å belyse dette problemet og samtidig måleinntektsmobilitet på en mer relevant måte, har viintrodusert mål for inntektsmobilitet som fangeropp alle endringer i relative inntekter over tid.Denne tilnærmingen har blitt brukt som grunnlagfor å analysere norske paneldata for perioden1986-1990. Dette har vært det andre og viktigstesiktemålet med arbeidet.

    En tilsvarende studie i Sverige (Björklund, 1992)viste at det var stor inntektsmobilitet i 1980-årene.Utfra likhetstrekkene mellom det norske ogsvenske samfunnet forventet vi å gjøre tilsvarendefunn for Norge. Resultatene viser imidlertid at detvar liten inntektsmobilitet i Norge i perioden1986-1990. Riktignok var det noe større mobilitetblant den yngste kohorten (17-24 år i 1986)sammenlignet med de eldre kohortene, menlikevel betydelig mindre enn i Sverige. Det betyr

    at personer med lave inntekter i 1986 gjennomgå-ende hadde lave inntekter i de påfølgende fireårene. Tilsvarende hadde personer med høyeinntekter i 1986 også høye inntekter i årene 1987-1990. Bak den lave inntektsmobiliteten skjuler detseg en tydelig stabilitet i personenes tilknytningtil arbeidsmarkedet, spesielt blant de med delaveste og de høyeste inntektene. Av de personenesom var 17-83 år i 1986 var 25 prosent aldriyrkesaktive i perioden 1986-1990. Ca. 70 prosentav disse personene tilhørte de tre laveste desilenei fordelingen av 5-årsinntektene. Videre befantflertallet av de permanent yrkesaktive seg i de trehøyeste 5-årsdesilene. I disse desilene var mellom85 og 95 prosent permanent yrkesaktive, mensbare 0, 3.7 og 17.3 prosent av hhv. første, andreog tredje desil var permanent yrkesaktive i perio-den 1986-1990.

    Den beskjedne inntektsmobiliteten samsvarer medat en utvidelse av inntektsperioden for inntekterfra 1 til 5 At- ga liten uttelling i form av redusertulikhet. En kan derfor fristes til å påstå at suminntekt over livsløpet ikke vil være så mye min-dre ulikt fordelt enn det vi observerer for årsinn-tektene; dvs. at årsinntektsforskjellene gir etforbausende godt utsnitt av forskjellene overlivsløpet. Vi vil imidlertid minne om at dennekonklusjonen bygger på data for en 5-årsperiodeog må derfor tolkes med varsomhet i et livsløps-perspektiv. Dessuten er denne perioden spesiellfordi den er preget av høy arbeidsledighet sam-menlignet med hva som ellers har vært situasjo-nen på arbeidsmarkedet i etterkrigstiden. Spesielthar det vært stor økning i ledigheten blant ung-dom. Samtidig har en større del av ungdomskul-lene valgt å ta høyere utdanning. Til sammen hardette fOrt til en betydelig reduksjon i yrkesdeltak-ingen blant ungdom. Selve endringen fra fullsysselsetting til høy arbeidsiedighet i denneperioden har altså vært karakterisert av stabiliteti arbeidsmarkedstilknytningen for den enkelte.

    31

  • 32

  • Vedlegg 1

    Desilmobiliteten målt ved M1 for ulike aldersgrupper:

    Tabell 4.1. M 1 -mobilitet for personer i alderen 17-24 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    Ar 1987 1988 1989 1990

    1986 .66 .76 .79 .80Fra 1987 - .66 .70 .79

    1988 _ - .63 .74

    1989 _ - - .68

    Tabell 5.1. M i -mobilitet for personer i alderen 25-34 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    1987

    1988 1989 1990 År

    Fra 1986

    1987

    1988

    1989

    .54 .65 .66 .70

    .52 .60 .64

    - .48 .59

    - - .50

    Tabell 6.1. M -mobilitet for personer i alderen 35-44 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    1987 1988 1989 1990

    1986 .45 .57 .60 .65Fra 1987 .49 .54 .60

    1988 .43 .531989 .43

    33

  • Tabell 7.1. 1■4 1 -mobilitet for personer i alderen 45-54 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    År

    1987 1988 1989 1990

    1986 .37 .49 .51 .51Fra 1987 _ .40 .47 .47

    1988 .36 .46

    1989 _ - .40

    Tabell 8.1. M 1 -mobilitet for personer i alderen 55-64 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    År

    1987

    1988 1989 1990

    1986 .36 .44 - .52 .60Fra 1987 _ .36 .50 .55

    1988 _ - .36 .481989 _ - - .39

    Tabell 9.1. M 1 -mobilitet for personer i alderen 65-83 år i 1986 for ulike perioder mellom 1986 og 1990

    Til

    1987 1988 1989 1990

    1986 .35 .43 .56 .56Fra 1987 _ .31 .48 .50

    1988 _ _ .39 .46

    1989 _ _ _ .32

    34

  • Vedlegg 2

    Inntektsulikhet for forskjellige inntektsperioder målt ved Gini-koeffisienten

    Tabell 10.2. G-ulikhet* ) fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 17-83 år i 1986

    Inntektsperiode

    Til og med

    År

    1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .353 .339 .332 .330 .324(.006) . (.006) (.005) (.006) (.006)

    1987 - .344 .332 .331 .324(.006) (.006) (.007) (.006)

    Fra og med

    1988 - - .336 .334 .325

    (.006) (.008) (.007)

    1989 - - .346 .329(.010) (.008)

    1990 - _ - _ .328(.008)

    *) Standardavvik i parentes.

    Tabell 11.2. Faktiske og hypotetiske *) desilgjennomsnitt av inntekt etter skatt i 1986 for personer somvar 17-83 år i 1986

    Desil nr. Faktiske Hypotetiskegjennomsnitt gjennomsnitt

    1

    9 600

    15 7002

    32 500

    36 8003

    49 300

    52 4004

    64 200

    66 3005

    78 800

    79 8006

    94 100

    94 0007

    107 600

    106 5008

    123 400

    121 2009

    143 900

    140 20010

    221 500

    212 100

    Alle

    92 500

    92 500

    1 De hypotetiske gjennomsnittene framkommer ved en skatte-/overfOringsintervensjon på 1986-fordelingen som er slik atulikheten (målt ved G) i den hypotetiske fordelingen blir lik ulikheten i den observerte 1990-fordelingen.

    35

  • Tabell 15.2. G-ulikhet* ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 17-24 år i 1986

    Inntekts- Til og medperiode

    År

    1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .397 .358 .337 .324 .308(.13) (.012) (.012) (.012) (.011)

    1987 .368 .341 .327 .309(.014) (.014) (.013) (.012)

    Fra og med

    1988 .351 .334 .312

    (.015) (.014) (.012)

    1989 .347 .317(.014) (.011)

    1990 .325(.012)

    *) Standardavvik i parentes.

    Tabell 16.2. G-ulikhet* ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 25-34 år i 1986

    Inntekts- Til og medperiode

    År

    1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .323 .311 .306 .304 .301(.14) (.013) (.013) (.013) (.014)

    1987 .319 .311 .309 .304(.013) (.013) (.013) (.015)

    Fra og med

    1988 .317 .313 .307

    (.014) (.014) (.016)

    1989 .324 .312(.016) (.018)

    1990 .315(.022)

    *) Standardavvik i parentes.

    36

  • Tabell 17.2. G-ulikhet*) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 35-44 år i 1986

    Inntekts- Til og medperiode

    År 1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .299 .289 .283 .285 .280(.011) (.011) (.011) (.014) (.014)

    1987 .294 .284 .288 .281(.012) (.012) (.016) (.015)

    Fra og med

    1988 .285 .292 .283

    (.011) (.019) (.017)

    1989 .310 .290(.029) (.020)

    1990 .283(.13)

    *) Standardavvik i parentes.

    Tabell 18.2. G-ulikhet*) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 45-54 år i 1986

    Inntekts- Til og medperiode

    År 1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .340 .333 .329 .328 .323(.015) (.014) (.014) (.015) (.015)

    1987 .346 .329 .328 .322(.019) (.015) (.016) (.015)

    Fra og med

    1988 .342 .333 .323

    (.017) (.020) (.017)

    1989 .338 .323(.026) (.018)

    1990 .315(.14)

    *) Standardavvik i parentes.

    37

  • Tabell 19.2. G-ulikhet* ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 55-64 år i 1986

    Inntekts- Ti! og medperiode

    År 1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .346 .333 .326 .327 .323(.016) (.014) (.013) (.014) (.013)

    1987 .333 .324 .327 .322(.013) (.013) (.014) (.014)

    Fra og med

    1988 .325 .329 .324

    (.013) (.016) (.015)

    1989 .341 .329(.021) (.017)

    1990 .333(.019)

    *) Standardavvik i parentes.

    Tabell 20.2. G-ulikhet* ) i fordelingen av inntekt etter skatt for forskjellige inntektsperioder mellom 1986og 1990. Personer i alderen 65-83 år i 1986

    Inntekts- Til og medperiode

    År 1986 1987 1988 1989 1990

    1986 .287 .275 .268 .266 .257(.011) (.009) (.009) (.012) (.011)

    1987 .277 .266 .265 .255(.009) (.009) (.013) (.012)

    Fra og med

    1988 .264 .265 .253

    (.010) (.017) (.014)

    1989 .280 .254(.027) (.017)

    1990 .239(.010)

    s) Standardavvik i parentes.

    38

  • Vedlegg 3

    Resultater for inntektsmobilitet basert på Gini-koeffisienten

    Tabell 21.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 17-83 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År

    1987 1988 1989 1990

    1986 .026 .036 .043 .051Fra 1987 - .022 .032 .042

    1988 - - .019 .033

    1989 - - .023

    Tabell 23.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 17-24 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År

    1987

    1988 1989 1990

    1986 .061 .088 .108 .131Fra 1987 - .049 .078 .108

    1988 - - .042 .0831989 _ - - .056

    Tabell 24.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 25-34 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990 _

    Til

    År

    1987 1988 1989 1990

    1986 .032 .043 .051 .058Fra 1987 - .020 .035 .045

    1988 - .022 .036

    1989 - - - .025

    39

  • Tabell 25.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 35-44 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År

    1987 1988 1989 1990

    1986 .025 .034 .041 .050Fra 1987 _ .021 .031 .041

    1988 - - .020 .033

    1989 - .023

    Tabell 26.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 45-54 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År

    1987 1988 1989 1990

    1986 . .030 .041 .040 .040Fra 1987 .044 .040 .040

    1988 .021 .027

    1989 .011

    Tabell 27.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 55-64 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    År

    1987

    1988 1989 1990

    1986 .020 .026 .029 .038Fra 1987 .013 .019 .032

    1988 - .011 .028

    1989 - .024

    Tabell 28.3. Inntektsmobilitet (M(G)) for personer i alderen 65-83 år i 1986 for ulike perioder mellom1986 og 1990

    Til

    1987 1988 1989 1990

    .025 .032 .042 .048

    - .016 .033 .040

    .025 .034

    - - .022

    Fra1986

    1987

    1988

    1989

    År

    40

  • Referanser

    Björklund, A. (1992). "Långsiktiga perspektiv påinkomstfördelningen", Bilaga 8 till Långtids-utredningen 1992, Finansdepartementet, Stock-holm 1992.

    Geweke, J., R.C. Marshall and G.A. Zarkin(1986). "Mobility Indices in Continuous TimeMarkov Chains", Econometrica, Vol. 54, No. 6,1407-1423.

    Hart, P.E. (1976). "Comparative Statics andDynamics of Income Distributions", Journal ofthe Royal Statistical Society, Series A, Part 1,139, 108-125.

    Prais, S.J. (1955). "Measuring Social Mobility",Journal of the Royal Statistical Society, Series A,Part I, 118, 56-66.

    Shorrocks, A.F. (1978a). "The Measurement ofMobility", Econometrica, Vol. 46, No. 5, 1013-1024.

    Shorrocks, A.F. (1978b). "Income Inequality andIncome Mobility", Journal of Economic Theory19, 376-393.

    StrOm, S., T. Wennemo og R. Aaberge (1993)."Inntektsulikhet i Norge, 1973-1990", Rapporter93/17, Statistisk sentralbyrå.

    Aaberge, R. (1986). "On the Problem of Measur-ing Inequality", Discussion Paper no. 14, Statis-tisk sentralbyrå.

    Aaberge, R. and X. Li (1992). "The Trend inIncome Inequality in Urban Sichuan and Liaon-ing, 1986-1990". Discussion Paper no. 75, Statis-tisk sentralbyrå.

    41

  • 42

  • Utkommet i serien sosiale og økonomiske studier (SOS)Issued in the series Social and Economic Studies (SES)

    ISSN 0085-4344 (t.o.m. nr. 63)ISSN 0801-3845

    * Utsolgt Out of sale

    Nr. 8* Tore Thonestad: Produksjonsstruktur, importog sysselsetting Structure of Production,Imports and Employment. 1959-129s. 5,50 kr

    9 Kryssløpsanalyse av produksjon og innsats inorske næringer 1954 Input-Output Analysisof Norwegian Industries. 1960-614s. 10 kr

    - 10 Dødeligheten og dens årsaker i Norge 1856-1955 Trend of Mortality and Causes ofDeath in Norway. 1962-246s. 8,50 kr

    - 11 Idar MOglestue: Kriminalitet og sosialbakgrunn Crimes and Social Background.1962-194s. 7 kr

    - 12 Norges økonomi etter krigen The NorwegianPost-War Economy. 1965-437s. 15 kr

    - 13 Ekteskap, fødsler og vandringer i Norge1856 - 1960 Marriages, Births and Migrat-ions in Norway. 1965-221s. 9 kr

    14* Arthur Stonehill: Foreign Ownership inNorwegian Enterprises Utenlandske eierin-teresser i norske bednfter. 1965-213s. 12 kr

    - 15 Progressiviteten i skattesystemet 1960 Stati-stical Tax Incidence Investigation. 1966-95s.7 kr

    - 16* Langtidslinjer i norsk økonomi 1955-1960Trends in Norwegian Economy. 1966-150s.8 kr

    17 Julie E. Backer, Øystein Aagerms: Dødelig-het blant spedbam i Norge 1901-1963 InfantMortality in Norway. 1966-74s. 7 kr

    18* Tor Fr. Rasmussen: Storbyutvikling ogarbeidsreiser En undersøkelse av pendling,befolkningsutvikling, næringsliv og urbanise-ring i Oslo-området Metropolitan Growth,Commuting and Urbanization in the OsloArea. 1966-298s. 12 kr

    19 Hermod Skånland: Det norske kredittmarkedsiden 1900 The Norwegian Credit Marketsince 1900. 395s. 11 kr

    Nr. 20 Det norske skattesystemet 1967 The Nor-wegian System of Taxation. 1968-146s. 9 kr

    21 Vidar Ringstad: Estimating Production Func-tions and Technical Change from MicroData. An Exploratory Study of IndividualEstablishment Time-Series from NorwegianMining and Manufacturing 1959-1967Estimering av produktfunksjoner og tekniskeendringer fra mikro data. Analyser pågrunnlag av tidsrekker for individuelle be-drifter fra norsk bergverk og industri.1971-226s. 9 kr ISBN 82-537-0014-8

    22 Tormod Andreassen: Forsvarets virkningerpå norsk økonomi The Impact of the De-fence on the Norwegian Economy. 1972-141s. 9 kr ISBN 82-537-0149-7

    - 23 Vidar Ringstad: Prisutvikling og prisatferd1960-årene En presentasjon og analyse avnasjonalregnskapets prisdata 1961-1969The Development and Behaviour of Prices inthe 1960's Presentation and Analysis of thePrice-Data of the Norwegian National Ac-counts. 1974-478s. 15 krISBN 82-537-0279-5

    - 24* Det norske skattesystemet I Direkte skatter1974 The Norwegian System of Taxation IDirect Taxes. 1974-139s. 9 krISBN 82-537-0399-6

    - 25* Friluftsliv, idrett og mosjon Outdoor Recre-ation, Sport and Exercise. 1975-114s. 8 krISBN 82-537-0469-0

    26 Nasjonalregnskap, modeller og analyse Enartikkelsamling til Odd Aukrusts 60-årsdagNational Accounts, Models and Analysis toOdd Aukrust in Honour of his Sixtieth Birth-day. 1975-320s. 13 kr ISBN 82-537-0530-1

    27 Den repræsentative undersøgelses-methodeThe Representative Method of StatisticalSurveys. 1976-64s. 8 krISBN 82-537-0538-7

    43

  • Nr. 39 Olav Ljones: Kvinners yrkesdeltaking iNorge Female Labour Activity in Norway.1979-162s. 13 kr ISBN 82-537-0961-7

    Nr. 28 Statistisk Sentralbyrå 100 år 1876-1976Central Bureau of Statistics 100 Years.1976-128s. 9 kr ISBN 82-537-0557-3

    - 29 Statistisk Sentralbyrås 100-årsjubileumProlog og taler ved festmøtet i Universitetetsaula 11. juni 1976 Central Bureau of Stati-stics Prologue and Addresses at the Centen-ary Celebration, University Hall. 1976-32s.7 kr ISBN 82-537-0637-5

    30 Inntekts- og forbruksbeskatning fra et forde-lingssynspunkt - En modell for empiriskanalyse Taxation of Income and Consump-tion from a Distributional Point of View - AModel for Empirical Analysis. 1976-148s.9 kr ISBN 82-537-0647-2

    31* Det norske skattesystemet II Indirekte skat-ter og offentlige trygdeordninger 1976 TheNorwegian System of Taxation II IndirectTaxes and Social Security Schemes. 1977-124s. 13 kr ISBN 82-537-0713-4

    - 32 Inntekt og forbruk for funksjonshemmaIncome and Consumer Expenditure of Dis-abled Persons. 1977-166s. 13,00 krISBN 82-537-0732-0

    33 Prinsipper og metoder for Statistisk Sentral-byrås utvalgsundersøkelser Sampling Meth-ods Applied by the Central Bureau of Statis-tics of Norway. 1977-105s. 11 krISBN 82-537-0771-1

    - 35 Flyttemotivundersøkelsen 1972 Survey ofMigration Motives. 1978-233s. 15 krISBN 82-537-0783-5

    - 36 Kjell Wettergren: Konjunkturbølger frautlandet i norsk økonomi InternationalCycles in Norwegian Economy. 1979-141s.13 kr ISBN 82-537-0910-2

    - 37 Sigurd HOst: Norske lytter- og seervanerRadio Listening and Television Viewing inNorway. 1979-216s. 13 krISBN 82-537-0931-5

    38* Erik BiOrn: Analyse av investeringsatferd.Problemer, metoder og resultater AnalysingInvestment Behaviour Problems, Methodsand Results. 1979-91s. 13 krISBN 82-537-0952-8

    - 40 Erik Hernan: Framskriving av befolknin-gens utdanning til år 2000 Projections ofthe Education Characteristics of the Popu-lation to the Year 2000. 1979-112s. 13 krISBN 82-537-0998-6

    - 41 Tove L. Mordal: Nordmenns feriereiserHoliday Trips by Norwegians. 1979-222s.13 kr ISBN 82-537-0999-4

    - 42 Erik Biørn: Analyse av sammenhengenmellom forbruk, inntekt og formue i norskehusholdninger Analysing the Relationshipbetween Consumption, Income and Wealth inNorwegian Households. 1980-95s. 13 krISBN 82-537-1012-7

    43 Olav Bjerkholt, Svein Longva: MODIS IVA Model for Economic Analysis and Natio-nal Planning MODIS IV Modell for Økono-misk analyse og nasjonalplanlegging. 1980-189s. 13 kr ISBN 82-537-1014-3

    - 44 Olaf Foss: Holdninger og atferd på arbeids-markedet Attitudes and Behaviour in theLabour Market. 1980-223s. 15 krISBN 82-537-1186-7

    45 Erling Joar Fløttum: Nasjonalregnskapet iNorge System og beregningsmetoderNational Accounts of Norway System andMethods of Estimation. 1980-313s. 18 krISBN 82-537-1191-3

    - 46 Arne Støttrup Andersen, Jan E. Kristiansen,Odd Skarstad, Hans P. Wilse: Inntektsforde-ling og levekår Income Distribution andLevel of Living. 1980-263s. 15 krISBN 82-537-1195-6

    47 Bjørg Moen: Fruktbarhetsutvikling og frukt-barhetsteorier Norge i et internasjonalt per-spektiv Trends and Theories in FertilityNorway in an International Context. 1981-120s. 15 kr ISBN 82-537-1236-7

    - 48 Lasse Fridstrøm: Framskriving av arbeids-styrken 1979 - 2000 Labour Force Projec-tions. 1981-109s. 15 krISBN 82-537-1556-0

    44

  • Nr. 49 Turid Noack, Lars østby: Fruktbarhet blantnorske kvinner Resultater fra Fruktbarhets-undersokelsen 1977 Fertility among Norwe-gian Women Results from the Fertility Sur-vey. 1981-349s. 20 kr ISBN 82-537-1621-4

    50 Erik Stordahl: Flyttemonstre Norge 1971- 1974 Patterns of Migration Norway.1982-238s. 20 kr ISBN 82-537-1709-

    - 51 Per O. Aamodt: Warming og sosial bak-grunn Education and Social Background.1982-210s. 15 kr ISBN 82-537-1759-8

    52 Erik Biom, Eilev S. Jansen: Econometricsof Incomplete Cross-Section/Time-SeriesData: Consumer Demand in Norwegi-an Households 1975 - 1977 Økonometriskanalyse av ufullstendige tverrsnitts-/tidsserie-data: Konsumetterspørselen i norske hus-holdninger. 1982-307s. 20 krISBN 82-537-1782-2

    53 Olav Bjerkholt, Svein Longva, ØysteinOlsen, Steinar Strom: Analysis of Supplyand Demand of Electricity in the NorwegianEconomy Analyse av tilbud og etterspørseletter elektrisitet i norsk økonomi. 1983-334s.20 kr ISBN 82-537-1815-2

    - 54 Henry Valen, Bernt O. Aardal: Et valg iperspektiv En studie av Stortingsvalget1981. 1983-285s. 24 kr ISBN 82-537-1932-9

    - 55 Anne L. Ellingsæter, Gunvor Iversen: End-ringer i kvinners arbeidsmarkedsfilpasningerChanges in Women's Employment Patterns.1984-371s. 24 kr ISBN 82-537-2039-4

    56 Helge Brunborg: An Economic Model ofFertility, Sex and Contraception En økono-misk modell for fruktbarhet, seksuell aktivitetog prevensjonsbruk 1984-334s. 24 krISBN 82-537-2094-7

    - 57 Susan Lingsom: Uformell omsorg for sykeog eldre Informal Care of Sick and Elderly.1984-265s. 24 kr ISBN 82-537-2101-3

    - 58 Lasse Fridstrørn: Individual Labour Supplyin Norway Individenes tilbud av arbeids-kraft. 1984-177s. 24 kr ISBN 82-537-2114-5

    Nr. 59 Fetter Jakob Bjerve: Økonomi, befolknings-spørsmål og statistikk Utvalgte arbeider avPetter Jakob Bjerve Economy, PopulationIssues and Statistics Selected works by PetterJakob Bjerve. 1985-431s. 50 krISBN 82-537-2236-2

    60 Erik Hernms: Framskriving av befolknin-gens utdanning Revidert modell Projectionsof the Educational Characteristics of thePopulation A Revised Model. 1985-95s. 25kr ISBN 82-537-2296-6

    61 Tiril Vogt: Vannkvalitet og helse Analyseav en mulig sammenheng mellom aluminiumi drikkevann og aldersdemens Water Quali-ty and Health Study of a Possible Relationbetween Aluminium in Drinking Water andDementia. 1986-77s. 30 krISBN 82-537-2370-9

    62 Lars B. Kristofersen: Dødelighet blantyrkesaktive Sosiale ulikheter i 1970-åreneMortality by Occupation Social Differencesin the 1970s. 1986-54s. 40 krISBN 82-537-2398-9

    - 63 Liv Anne Støren: Levekår blant utenlandskestatsborgere 1983 Living Conditions amongForeign Citizens. 1987-299s. 55 kr ISBN82-537-2432-2

    - 64 Marit Wirum: Tidsbruk og aktivitet i nær-miljø Neighbourhood Activity and the Useof Time. 1987-91s. 45 krISBN 82-537-2534-5

    65 Knut H. Alfsen, Torstein Bye, LorentsLorentsen: Natural Resource Accountingand Analysis The Norwegian Experience1978 - 1986 Naturressursregnskap oganalyser Norske erfaringer. 1987-71s. 40kr ISBN 82-537-2560-4

    66 Liv Grøtvedt: Støy og helse Analyse avstøyopplevelser i Norge Noise and HealthStudy on Noise Annoyance in Norway.1988-71s. 45 kr ISBN 82-537-2574-4

    67 Modeling Demand for Natural Gas A Re-view of Various Approaches Etterspørseletter naturgass En oversikt over ulike mo-dellopplegg. 1988-81s. 40 krISBN 82-537-2665-1

    45

  • Nr. 75 Odd Aukrust: økonomisk forskning ogdebatt. Utvalgte artikler 1942-1989. 1990-383s. 125 kr ISBN 82-537-2984-7

    Nr. 68 Miljøstatistikk 1988 Naturressurser og miljøEnvironmental Statistics Natural Resourcesand the Environment. 1988-291s. 70 krISBN 82-537-2664-3

    - 69 Bernt Aardal, Henry Valen: Velgere, partierog politisk avstand. 1989-329s. 125 krISBN 82-537-2762-3

    - 70 Sosialt utsyn 1989 Social Survey. 1989-230s. 125 kr ISBN 82-537-2776-3

    71 Anne Lise Ellingsæter: Normalisering avdeltidsarbeidet En analyse av endring ikvinners yrkesaktivitet og arbeidstid i 80-årene Normalization of Part-Time Work AStudy of Women's Employment and WorkingTime Patterns in the 1980s. 1989- 127s. 75kr ISBN 82-537-2779-8

    72 Dag Album: Individ, arbeid og inntekt Enfordelingsanalyse Individuals, Jobs andEarnings A study of Distribution. 1989-198s. 85 kr ISBN 82-537-2850-6

    - 73 Kjell Arne Brekke, Asbjørn Torvanger (red.):Vitskapsfilosofi og økonomisk teori Philo-sophy of Science and Economic Theory.1990-315s. 115 kr ISBN 82-537-2857-3

    - 74 Henry Valen, Bernt Aardal, Gunnar Vogt:Endring og kontinuitet Stortingsvalget 1989.1990-172s. 100 kr ISBN 82-537-2963-4

    - 76 Gustav Haraldsen, Hege Kitterød: Døgnetrundt Tidsbruk og tids- organisering 1970-90Tidsnyttingsundersøkelsene. 1992-185s. 189kr ISBN 82-537-3639-8

    77 Jan-Erik Lystad: Norsk hotellnæring 1950-1990. 1992-174s. 115kr ISBN 82-537-3677-0

    78 Olav Ljones, Bjørg Moen, Lars østby (red.):Mennesker og modeller Livsløp og kryssløp.1992-336s. 165 kr ISBN 82-537-3699-1

    - 79 Inger Gabrielsen: Det norske skatte- systemet1992 The Norwegian Tax System. 1992- 175s.115 kr ISBN 82-537-3728-9

    - 80 Einar Bowitz: Offentlige stønader til hus-holdninger En økonometrisk undérsøkelse ogmodellanalyse. 1992-119s. 100 krISBN 82-537-3785-8

    - 81 Svein Blom, Turid Noack og Lars østby:Giftermål og barn - bedre sent enn aldri?1993-167s. 115 kr ISBN 82-537-3808-0

    46

  • ^

  • Pris kr 90,00Publikasjonen utgis i kommisjon hos Akademika - avdeling for offentligepublikasjoner, Oslo, og er til salgs hos alle bokhandlere. 9 788253 739113

    ISBN 82-537-3911-7IlliSSN 0801-3845

    ForsideTittelsideForordPrefaceInnholdContents1. Innledning2. Måling av desilmobilitet3. Betydningen av valg av inntektsperiodefor inntektsulikhet4. Inntektsmobilitet og inntektsulikhet5. Sammendrag og konklusjonVedleggReferanser