Governance by numbers: risico s verbonden aan de internationale benchmarking en ranking van pensioensystemen *

Governance by numbers: risico’s verbonden aan de internationale benchmarking en ranking van pensioensystemen* Hans Peeters & Gert Verschraegen** Inleiding In 1853 gaf Adolphe Quetelet, een van de stichters van de kwantitatieve sociale wetenschappen, de aanzet tot de eerste internationale congressen over sociale statistiek. Ze werden bijgewoond door officiële delegaties van de nationale insti‐ tuten voor statistiek en waren bedoeld als stimulans voor de ontwikkeling van wat een internationale sociale wetenschap zou worden. Theodore Porter, de ver‐ maarde historicus van de statistiek, beschrijft hoe de congressen deze ontwikke‐ ling stimuleerden ‘voornamelijk door te streven naar uniformiteit van statistische categorieën, zodat een geboorte- of moordcijfer in Saksen hetzelfde zou beteke‐ nen als dat in Spanje of Zweden’. Nochtans werd het de deelnemers al snel dui‐ delijk dat ‘een dergelijke standaardisatie niet te verwezenlijken bleek (…) omdat de spe‐ cificiteit van de statistische categorieën zo vaak fundamentele verschillen van instituties en wetten weerspiegelt. De harmonisatie van de statistiek, zo had‐ den ze bemerkt, zou in feite een harmonisatie vereisen van de instituties die gemeten worden – van sociale en juridische systemen bijvoorbeeld – en in de negentiende eeuw, althans, was niemand bereid om op die manier de kar voor het paard te spannen. Hoewel de negentiende-eeuwse statistiek als project van de sociale wetenschappen afhing van de internationale vergelijkbaarheid van cijfers, werkten de meeste wetenschappers verder alsof de statistische categorieën over de nationale grenzen heen voldoende vergelijkbaar waren om vergelijkende studies mogelijk te maken.’ (Porter, 2006, 1277) (eigen ver‐ taling van de auteurs) Net als in de negentiende eeuw vertrekken de meeste vergelijkende studies vandaag van dezelfde veronderstelling van vergelijkbaarheid. Ze interpreteren gestandaardiseerde sociale indicatoren als min of meer accurate weergaven van verschillende sociale instituties of landen, zonder dieper in te gaan op de manier waarop de indicatoren tot stand kwamen. In dit artikel wijzen we op enkele val‐ kuilen en dubbelzinnigheden bij gekwantificeerde cross-nationale beleidsvergelij‐ * **

De auteurs bedanken Annelies Debels voor haar medewerking, alsook de reviewers voor hun zinvolle opmerkingen. Hans Peeters is wetenschappelijk medewerker aan het Centrum voor Sociologisch Onderzoek van de KU Leuven, België, [email protected]. Gert Verschraegen is docent sociologie aan de Universiteit Antwerpen, België, [email protected].

Beleid en Maatschappij 2013 (40) 2

133

Hans Peeters & Gert Verschraegen

kingen. We onderzoeken hoe gestandaardiseerde indicatoren op het vlak van pensioenbeleid tot stand komen en gebruikt worden. In een context waarin governance by numbers meer en meer de norm is geworden, is het van groot belang om het proces waardoor verschillende nationale systemen vergelijkbaar worden gemaakt onder de loep te nemen. Het veld van het internationale pensioenbeleid is een goed vertrekpunt voor zo’n onderzoek naar internationale benchmarking. Het toont duidelijk aan hoe het condenseren van informatie over complexe insti‐ tutionele systemen tot enkelvoudige, gestandaardiseerde indicatoren tot beden‐ kelijke vergelijkende resultaten kan leiden. Er bestaan al studies over de construc‐ tie van internationale indicatoren voor het tewerkstellingsbeleid (bijvoorbeeld Salais, 2006a, 2006b; Smith & Zang, 2011), maar de vormgeving en het gebruik van pensioenindicatoren zijn tot nog toe onvoldoende bestudeerd. In dit artikel richten we de aandacht op internationale indicatoren voor de doel‐ matigheid van pensioenen. Deze indicatoren zijn bedoeld om de vergelijking van sociale doelstellingen van pensioensystemen, zoals het bestrijden van armoede en het behouden van een levensstandaard op oudere leeftijd, mogelijk te maken. In het eerste deel geven we een kort overzicht van de literatuur over internationaal gestandaardiseerde beleidsindicatoren. We beargumenteren dat de constructie van internationale beleidsindicatoren impliciet beslissingen over wat en hoe er gemeten wordt met zich meebrengt. Dit kan een zekere scheeftrekking in het voordeel van sommige landen of instituties met een specifiek beleid tot gevolg hebben. In de volgende delen belichten we drie casussen die verband houden met de internationale meting van pensioendoelmatigheid. Deze casussen tonen aan dat schijnbaar eenvoudige beslissingen over het ‘hoe en wat te meten’ ernstige gevolgen hebben voor de ranking van verschillende nationale systemen. Bij de constructie van gestandaardiseerde indicatoren gelden enkele basisprincipes waarmee men rekening dient te houden (bijvoorbeeld Marlier & Atkinson, 2010). In dit artikel beargumenteren we echter dat zo’n constructie niet enkel puur tech‐ nische beslissingen inhoudt, maar ook een aantal belangrijke veronderstellingen en oordelen laat meespelen over wat een pensioensysteem is en wat het behoort te doen. De constructie van een gemeenschappelijke maatstaf om de doelmatig‐ heid van nationale pensioensystemen te meten, leidt vaak tot een zekere scheef‐ trekking, waarbij een bepaald beleid bevoordeeld wordt ten koste van een ander. In het laatste deel komen we tot enkele conclusies over de constructie en het gebruik van internationale indicatoren op het vlak van pensioenbeleid. Tot slot bespreken we meer algemeen hoe het onderzoek naar het proces van commensu‐ ratie in een vergelijkende context verder dient te verlopen. Commensuratie en de constructie van internationale sociale indicatoren In het huidige beleidslandschap is het gebruik van gestandaardiseerde indicatoren om internationale beleidsvergelijkingen mogelijk te maken een politieke nood‐ zaak geworden. Zowel regionale en nationale regeringen als de Europese Unie (EU) en de Organisatie voor Economische Samenwerking en Ontwikkeling (OESO) beschouwen internationale gestandaardiseerde indicatoren als een essen‐

134


Governance by numbers: risico’s verbonden aan de internationale benchmarking en ranking van pensioensystemen

tiële stap in de ontwikkeling van ‘goed bestuur’ gebaseerd op wetenschappelijke informatie (bijvoorbeeld Marlier & Atkinson, 2010). In de jaren negentig legden internationale en Europese beleidsmakers meer en meer de nadruk op evidencebased governance en beleidsleren over de grenzen heen. Als gevolg daarvan werden de inspanningen om dergelijke internationale indicatoren te ontwikkelen aan‐ zienlijk opgedreven. Zo ging de OESO steeds meer vergelijkende evaluaties van nationale systemen uitvoeren en de resultaten op het niveau van nationale syste‐ men opvolgen. Op die manier beoogde de OESO aan te duiden waar er precies ingegrepen diende te worden zodat de verschillende nationale systemen geopti‐ maliseerd konden worden. In de EU vond een gelijkaardige evolutie plaats. Op het einde van de jaren negentig lanceerde de EU het proces van de Open Methode van Coördinatie (OMC), een kader dat nationale regeringen toelaat hun economische en sociale prestaties te verbeteren. Het OMC-proces, dat ook binnen het veld van pensioenen gebruikt wordt, is gebaseerd op de ontwikkeling van gestandaardi‐ seerde indicatoren en doelstellingen en op benchmarking van prestaties. Het moedigt zowel de uitwisseling van best practices aan als het gezamenlijk toezicht op de implementatie in een herhaalde veeljarencyclus (Zeitlin, 2005). Internatio‐ nale vergelijkingen maken ook crossnationale vergelijkingen en rankings moge‐ lijk. Het doel van een ranking van een gegeven entiteit zoals een land, regio, uni‐ versiteit of tijdschrift is het bepalen van de positie van deze entiteit op een schaal in verhouding tot andere entiteiten met ongeveer dezelfde eigenschappen. Ran‐ kings creëren op basis van een aantal factoren een geïdealiseerd model van wat kwaliteit behoort te zijn. Hierdoor scheppen ze een schijnbaar duidelijke lineaire orde in complexe relaties en kennen ze aan de geobserveerde entiteiten een numerieke waarde en afgebakende plaats in een rangorde toe (Espeland & Ste‐ vens, 2008; Espeland & Sauder, 2007). De sterkte van governance by numbers ligt erin dat ze eenvoudige, gecondenseerde en gestandaardiseerde indicatoren bieden die in het ideale geval slechts weinig interpretatie behoeven en die het mogelijk maken om een groot aantal gevallen te vergelijken en te ordenen. Door de informatie over verschillende nationale syste‐ men (onderwijs, pensioenen enzovoort) tot enkelvoudige numerieke waarden te reduceren kunnen beleidsmakers, journalisten en wetenschappers zich snel van overbodige informatie ontdoen en aan een complexe wereld betekenis verlenen. In de literatuur noemt men dit proces, waarbij kwalitatief verschillende systemen tot kwantitatieve indicatoren gereduceerd worden, ‘commensuratie’ (Espeland & Sauder, 2007; Espeland & Stevens, 1998; 2008). Commensuratie transformeert kwaliteiten in kwantiteiten, verschil in grootte. Het is een manier om uiteenlopende informatie tot makkelijk te vergelijken cijfers te reduceren. Deze transformatie maakt het mensen mogelijk om snel ver‐ schillen te begrijpen, weer te geven en te vergelijken. Een voordeel van commen‐ suratie is dat het gestandaardiseerde maten voor onzekere en ongrijpbare kwali‐ teiten ontwikkelt. Een ander voordeel is dat het de hoeveelheid informatie die mensen moeten verwerken condenseert en reduceert, wat de besluitvorming ver‐ eenvoudigt (Espeland & Stevens, 1998, 316). Gestandaardiseerde of gecommensureerde indicatoren zijn op alle niveaus van de besluitvorming populair geworden. Nochtans is het vergelijkbaar maken van


135


samenlevingen met uiteenlopende geschiedenissen, culturen en economische en politieke structuren niet zo vanzelfsprekend. Om de empirische wereld van kwali‐ tatieve ‘verschillen’ te veranderen in een wereld van kwantitatief vergelijkbare ‘gelijkenissen’ (om geen appelen met peren te vergelijken) zijn bijvoorbeeld zware investeringen in infrastructuur en coördinatie nodig. Historici, filosofen en wetenschapssociologen hebben beschreven hoe in de late jaren van de negentiende eeuw en de beginjaren van de twintigste eeuw de bureaucratieën van natiestaten begonnen met het verzamelen, aggregeren en publiceren van steeds grotere databanken met statistische informatie. Door col‐ lectieve meetprocedures en nieuwe statistische categorieën aan de bevolking op te leggen werden belangrijke delen van het sociale leven herschikt rond de alsmaar uitgebreidere administratieve controlesystemen en de daarbij behorende stan‐ daardisering (bijvoorbeeld Rueschemeyer & Skocpol, 1995; Porter, 1995; Desro‐ sières, 1998). Terwijl het streven naar vergelijkbare, kwantitatieve entiteiten deel uitmaakt van een lang proces van natievorming, is de wens om internationaal vergelijkbare entiteiten te creëren van recentere datum. Bijgevolg blijven internationale organi‐ saties zoals de EU en de OESO in hoge mate afhankelijk van gegevens die door de nationale instituten voor statistiek doorgegeven worden. Omdat een statistische aggregatie van deze data alleen zin heeft op voorwaarde dat de verschillende nationale statistieken vergelijkbaar zijn inzake dataverzameling, categorisatie en statistische verwerking, is er veel druk om tot harmonisatie, of in het geval van de EU, tot europeanisering, van nationale statistische systemen te komen. De verge‐ lijkbaarheid van Europese en internationale statistische gegevens is de laatste decennia inderdaad flink verbeterd. Maar hoewel er nu gemeenschappelijke sta‐ tistische standaarden en praktijken beschikbaar zijn, blijven toch systematische scheeftrekkingen tussen nationale statistische gegevens bestaan. Die zijn te wij‐ ten aan onvermijdelijke verschillen in institutionele en sociale structuren. Natio‐ nale instituties en structuren zijn immers relatief duurzaam en kunnen niet op bevel worden veranderd. Terwijl nationale statistieken langzaam ‘tot stand kwa‐ men als een alliantie van gerationaliseerde bureaucratie, gestandaardiseerde pro‐ ductie en kwantitatieve regels’ (Porter, 2006, 1279), kunnen internationale orga‐ nisaties zoals de EU of OESO de standaardisatie van de objecten die ze meten niet zomaar opleggen. Ook de internationaal gestandaardiseerde meting van pensioensystemen laat zich niet bij decreet afkondigen. Door de lange en diepgewortelde voorgeschiedenis van nationale pensioensystemen is het vaak moeilijk om de resultaten van com‐ plexe, veelzijdige pensioensystemen tot een aantal eenvoudige cijfers te reduce‐ ren. Recent onderzoek heeft aangetoond dat de bestaande pensioenindicatoren te beperkt zijn om het welzijn van ouderen te meten, omdat ze geen rekening hou‐ den met woningbezit (Christelis e.a., 2009), vermogen (Mueller, Buchholz & Blossfeld, 2011), sociale diensten (Paulus, Sutherland & Tsakloglou, 2010) en indirecte belastingen (Garfinkel, Rainwater & Smeeding, 2006). Ze tellen ook vaak de in rusthuizen verblijvende oudere bevolking niet mee (Peeters, Debels & Verpoorten, 2013). Hoewel deze studies aantonen dat pensioeninkomen niet altijd een goede indicator van algemeen welzijn is, veronderstellen ze toch dat

136



pensioendoelmatigheid op een correcte, gestandaardiseerde en vergelijkbare manier gemeten wordt. In dit artikel stellen we de mogelijkheid van een gestan‐ daardiseerde, neutrale of ‘objectieve’ meting van pensioendoelmatigheid op inter‐ nationaal vlak in vraag. Aan de hand van een gedetailleerde analyse van drie casussen in het domein van de vergelijkende pensioenstudie wijzen we op enkele problemen die eigen zijn aan het gebruik van internationaal gestandaardiseerde indicatoren. Meer in het bijzonder tonen we aan hoe specifieke institutionele eigenschappen van een nationaal pensioensysteem verschillend behandeld wor‐ den, hoewel ze door één zelfde indicator worden gemeten. We gaan na hoe inter‐ nationaal gestandaardiseerde indicatoren gebaseerd zijn op contingente keuzes inzake wat en hoe te meten en hoe deze keuzes de ranking van een land beïnvloe‐ den. We beginnen onze analyse met een onderzoek naar het gebruik van vervangings‐ ratio’s in de internationale benchmarking van pensioensystemen. We argumente‐ ren dat benchmarking van de prestaties van pensioensystemen op basis van vervangingsratio’s allesbehalve evident is. We tonen aan dat pensioenrankings opmerkelijk verschillen naargelang de functie van het pensioensysteem dat geëva‐ lueerd wordt, met name de ouderdomsfunctie of de functie overlijden. Ten slotte bekijken we hoe de publiek-private mix van een pensioensysteem de ranking van pensioendoelmatigheid beïnvloedt door de manier waarop de tweede- en derde‐ pijlerpensioenen gemeten worden (met name of er al dan niet rekening gehouden wordt met het uitbetalen van kapitalen). Theoretische vervangingsratio’s voor rustpensioenen Onze eerste casus betreft het gebruik van vervangingsratio’s in de internationale benchmarking van pensioensystemen. Van alle indicatoren die zijn ontworpen om het ingewikkelde internationale pensioenlandschap te begrijpen zijn vervan‐ gingsratio’s veruit de meest populaire. Ze zijn een nuttige aanvulling op bestaande armoedematen, omdat ze aangeven in welke mate het rustpensioen het voorafgaande loon vervangt.1 Wij argumenteren echter dat ze tot nog toe in inter‐ nationale vergelijkingen eerder onnadenkend gebruikt worden, wat vaak tot con‐ clusies leidt die in vraag gesteld kunnen worden. De vervangingsratio’s die in de meeste internationale vergelijkingen gebruikt worden, zijn theoretische vervangingsratio’s. Om theoretische vervangratio’s te berekenen wordt een pensioenformule eerst gemodelleerd. Daarna wordt een fic‐ tieve persoon geconstrueerd, met een bepaald loon (bijvoorbeeld een bepaald aan‐ deel van het gemiddelde loon) en een aantal loopbaanjaren (bijvoorbeeld 45 jaar). Gebaseerd op standaard economische veronderstellingen (bijvoorbeeld een gemiddelde toekomstige loonstijging van 2 procent), wordt het dan mogelijk om een gemodelleerde pensioenformule op de fictieve persoon toe te passen. Op deze manier kan een pensioen berekend worden en vergeleken worden met het laatste loon. Dit resulteert dan in een theoretische vervangingsratio. Het voordeel van theoretische vervangingsratio’s is dat ze geen rekening houden met erg diverse loopbaanpatronen en toch een heldere vergelijking van pensioen‐


137


systemen mogelijk maken. In de publicatie Pensions at a Glance stelt de OESO (2005, 12) (eigen vertaling van de auteurs) dan ook terecht dat theoretische ver‐ vangingsratio’s ‘het voordeel (hebben) dat ze het mogelijk maken om de parameters en regels van het pensioensysteem te evalueren zonder de “ruis” van andere invloeden. Zonder een dergelijke abstractie is het onduidelijk wat de vervangingsratio’s werkelijk meten: een (weinig) genereuze pensioenformule dan wel een gun‐ stige of ongunstige loopbaanverdeling.’ Figuur 1 toont een ranking van landen op basis van door de OESO berekende bruto theoretische vervangingsratio’s.2 De vervangingsratio’s vertegenwoordigen de situatie van een werknemer met een gemiddeld inkomen die in 2053 na een loopbaan van 45 jaar met pensioen gaat (OESO, 2011, 119). De grijze staven in figuur 1 staan voor de theoretische vervangingsratio’s voor het verplichte pen‐ sioen in de eerste pijler of voor het (quasi)verplichte pensioen in de tweede pijler (dat wil zeggen in het geval dat deze pensioenen ten minste 85 procent van de werknemers dekken).3 De ranking toont grote verschillen in vervangingsratio’s, van bijna 100 procent in Griekenland en IJsland en ongeveer 90 procent in Luxemburg en Nederland tot ongeveer 30 procent in Ierland en Mexico. De witte staven geven bijkomende informatie. Ze tonen het aandeel van de vervangings‐ ratio afkomstig van vrijwillige tweedepijlerpensioenen voor die landen waar deze pensioenen veel voorkomen (dat wil zeggen 40 tot 65 procent van de werknemers dekken) (OESO 2011, 121). Ook hier vertonen de vervangingsratio’s grote ver‐ schillen. Er zijn echter ernstige nadelen verbonden aan het gebruik van theoretische ver‐ vangingsratio’s in internationale benchmarking. Meer in het bijzonder zijn theo‐ retische vervangingsratio’s nuttig bij het vergelijken van parameters en regels van specifieke pensioenstelsels (bijvoorbeeld nationale pensioenstelsels voor ambtena‐ ren), maar niet voor het nationale pensioensysteem in zijn geheel, zoals onder meer de OESO doet. Toegegeven, er zou geen probleem zijn, mocht (bijna) elk individu in een gegeven land door hetzelfde pensioenstelsel gedekt zijn, zoals dit het geval is in het Nederlandse verplichte eerstepijlerpensioen (AOW). Er zijn echter vele landen met meer dan één publiek eerstepijlerpensioenstelsel. Om toch tot één vervangingsratio te komen blijft de analyse voor deze landen beperkt tot het belangrijkste stelsel voor werknemers in de privésector. Vervangingsratio’s voor ambtenaren, werknemers in de publieke sector en specifieke beroepsgroepen wor‐ den buiten beschouwing gelaten (OESO, 2011, 116). Men moet zich echter afvra‐ gen wat een vergelijking waard is als er gebruik wordt gemaakt van indicatoren die slechts een gedeelte van de populatie dekken in een bepaald land, terwijl die‐ zelfde indicatoren in een ander land de gehele populatie dekken. Zo biedt bijvoor‐ beeld de Nederlandse AOW (bijna) volledige dekking van de gehele populatie, ter‐ wijl in België minder dan 50 procent van de bevolking hun pensioen opbouwt exclusief binnen het werknemersstelsel (Berghman & Peeters, 2012), het stelsel dat gebruikt wordt om de theoretische vervangingsratio te bepalen.

138



Figuur 1.

Bruto theoretische vervangingsratio’s gebaseerd op de methode van de OESO voor een gemiddelde werknemer

Br on: OES O 2011, 119e n121

Dit probleem van vergelijkbaarheid wordt nog duidelijker wanneer we de manier bekijken waarop tweedepijlerpensioenen in de berekening van theoretische ver‐ vangingsratio’s meegeteld worden. Dit kan nogmaals geïllustreerd worden aan de hand van de Nederlandse en Belgische casussen, hoewel de problemen die we hier aanhalen niet tot deze twee landen beperkt blijven. Een bepalend kenmerk van tweedepijlerpensioenregelingen is dat ze niet op nationaal niveau gereguleerd worden, maar op het niveau van een bedrijf, in professioneel verband of binnen een sector. Dit betekent dat er evenveel parameters zijn als actoren die deze rege‐ lingen voorzien. Zo zijn er in Nederland bijvoorbeeld ongeveer 800 verschillende tweedepijlerpensioenregelingen. De berekeningen verschillen op diverse manie‐ ren. Bijvoorbeeld naargelang het type van pensioenovereenkomst (defined benefit (DB), defined contribution (DC), enzovoort), opbouwpercentage, franchise, pensi‐ oengrondslag, indexmechanismen enzovoort (De Nederlandsche Bank, 2012). Het resultaat is een brede waaier van vervangingsratio’s. Zo vindt Bakker (2008) in een studie van vijf (uit een aantal van circa 800) verschillende Nederlandse pensioenplannen theoretische vervangingsratio’s variërend van 49 tot 110 pro‐ cent. Er zijn dus evenveel theoretische vervangingsratio’s als er pensioenregelingen zijn. Het is dan ook moeilijk te begrijpen hoe de doelmatigheid van tweedepijler‐ pensioenen kan worden afgelezen op basis van één enkele vervangingsratio. De enige manier om dit te verwezenlijken is om op basis van gefragmenteerde infor‐ matie een ‘gemiddelde’ tweedepijlerpensioenregeling op te stellen. Op deze manier bieden theoretische vervangingsratio’s echter weinig toegevoegde waarde.


139


In de Nederlandse casus bijvoorbeeld, wordt er volledige indexering veronder‐ steld. Dit betekent dat wedden die zijn gebruikt om pensioenen te berekenen in een DB-regeling, verondersteld worden om volledig aan weddeverhogingen aange‐ past te zijn. Nochtans zou men met evenveel recht kunnen stellen dat een niet volledige indexering meer aangewezen is (vergelijk Broeders & Pröpper, 2010, 506). Als de wedden slechts voor de helft geïndexeerd waren, zou de vervangings‐ ratio voor de gemiddelde verdiener 77,1 procent bedragen in plaats van 88,1 pro‐ cent.4 De Belgische casus is zelfs nog een betere illustratie van de moeilijkheid om één vervangingsratio te berekenen om daarmee het belang van de tweede pensioen‐ pijler in te schatten. Als men rekening houdt met (vrijwillige) tweedepijlerpen‐ sioenen, komt de lage Belgische vervangingsratio ongeveer overeen met het OESO-gemiddelde (zie figuur 1). Maar ook hier is het onduidelijk hoe dit tot een zinvolle inschatting van de parameters en regels van het Belgische pensioensys‐ teem leidt. In tegenstelling tot in Nederland is het in België immers niet bekend hoeveel pensioenregelingen er zijn, laat staan dat er zicht is op het aantal pen‐ sioenformules die in deze regelingen vervat zitten. De keuze van de pensioenfor‐ mule die gemodelleerd moet worden, wordt daardoor arbitrair. Een DC-regeling met een bijdragevoet van 4,25 procent wordt verondersteld, maar er zijn geen studies die dit kunnen staven.5 Het verschil tussen de Belgische vervangingsratio en het OESO-gemiddelde levert dan ook geen bijkomende informatie om de doel‐ matigheid van de Belgische pensioenen te evalueren. De bovenstaande voorbeelden tonen aan dat het gebruik van theoretische vervan‐ gingsratio’s in internationale benchmarking misleidend kan zijn. Dit wordt nog duidelijker als theoretische vervangingsratio’s gebruikt worden om algemene trends en evoluties in pensioenbescherming te evalueren. Dit gebeurt door naast vervangingsratio’s voor de actieve bevolking (vergelijk de eerder vermelde OESOmethode) ook vervangingsratio’s te berekenen voor personen die nu met pen‐ sioen gaan. Een vergelijking van deze toekomstige en huidige vervangingsratio’s maakt het mogelijk de evolutie van de pensioenbescherming in te schatten. Het Witboek van de Europese Commissie toont bijvoorbeeld dat de vervangingsratio van het Belgische pensioensysteem met bijna 5 procent stijgt en dat dit helemaal toegeschreven kan worden aan ‘beroeps- en andere aanvullende pensioenregelin‐ gen’ (Europese Commissie, 2012, 5). Een dergelijke conclusie vereist echter niet alleen informatie over pensioenregelingen waarin werknemers momenteel pen‐ sioenrechten opbouwen (de eerdergenoemde 4,25 procent). Er is ook informatie nodig over de tweedepijlerregelingen waarbinnen de huidige gepensioneerden in het verleden pensioenrechten opbouwden. Deze informatie is echter nog moeilij‐ ker te evalueren. Ter illustratie, de enige reden voor de vermelde verhoging van 5 procent is dat het Witboek uitgaat van de veronderstelling dat er voor 1992 geen tweedepijlerpensioenen waren. Deze veronderstelling is echter geheel arbi‐ trair.6 Samengevat, het interpreteren van theoretische vervangingsratio’s opent de doos van Pandora. Het samenvatten van zeer diverse gegevens is te sterk gebaseerd op veronderstellingen over de structuur van een pensioensysteem. Vervangings‐ ratio’s zouden daarom met terughoudendheid gehanteerd moeten worden. Ze

140



zouden niet gebruikt mogen worden om een complex pensioensysteem tot een paar eenvoudige cijfers te herleiden. Dit creëert immers de illusie dat pensioen‐ systemen vergeleken kunnen worden ‘in a clear at a glance style’ (OESO 2011, 103). Behoud van levensstandaard na overlijden van de echtgeno(o)t(e) De invloedrijke internationale rapporten gepubliceerd door de OESO (bijvoor‐ beeld 2011), de Europese Commissie (bijvoorbeeld 2012) en de Wereldbank (bij‐ voorbeeld 1994) over de doelmatigheid van pensioenen zijn louter toegespitst op de ouderdomsfunctie van deze systemen. Dit blijkt duidelijk uit de vervangings‐ ratio’s die in deze rapporten gepubliceerd worden. Deze vervangingsratio’s rich‐ ten zich uitsluitend op hoe het pensioen het voorafgaande loon vervangt. Er is nauwelijks aandacht voor de sociale bescherming van iemand wiens echt‐ geno(o)t(e) overlijdt. Nochtans zijn er belangrijke redenen om ook deze tweede functie van heel wat pensioensystemen de nodige aandacht te geven.7 Zoals door verscheidene auteurs terecht werd opgemerkt (Calasanti, 1996; Will‐ son, 2003), is de vervangingsratio voor de functie ouderdom geen afdoende indi‐ cator om de bestaanszekerheid van vrouwen te meten. Vervangingsratio’s voor de functie ouderdom zouden immers voornamelijk gebaseerd zijn op de ervaringen van ‘mannen uit de middenklasse – (met) een stabiel loopbaanverloop met een duidelijk begin en einde’ (Willson, 2003, 88). Als men daarentegen kijkt naar de situatie van vrouwen, wordt het belang van de overlevingsfunctie van een pen‐ sioensysteem duidelijk. Omdat mannen meestal met jongere vrouwen trouwen en omdat deze vrouwen een langere levensverwachting hebben, overleven de meeste vrouwen hun echtgenoot. Historisch bekeken zijn pensioensystemen niet alleen ontwikkeld als een beveiliging tegen het ouderdomsrisico, maar ook als een bevei‐ liging tegen het risico van het overlijden van de mannelijke kostwinner. Zo bevat‐ ten bijvoorbeeld de eerste Belgische pensioenwetten voor ambtenaren (1844) en voor arbeiders en bedienden (1924-1925) een overlevingscomponent (Berghman, 1981). Zonder afdoende overlevingspensioen lopen velen het risico op een aanzienlijke daling in levensstandaard.8 Het betreft dan vooral oudere vrouwen, die vaker dan mannen geconfronteerd worden met de dood van hun echtgenoot. Zo was in 2010 44 procent van alle Belgische vrouwen van 65 jaar of ouder weduwe, terwijl slechts 14 procent van de Belgische mannen ouder dan 65 jaar weduwnaar was (Federale Overheidsdienst Economie, 2012). Terwijl weduwnaars bovendien gemiddeld nog negen jaar leven na de dood van hun echtgenote, leven weduwen gemiddeld nog dertien jaar. Een kwart van de weduwen leeft zelfs meer dan twin‐ tig jaar langer dan de echtgenoot (Corijn, 2011, 6). Zonder een toereikend over‐ levingspensioen zouden deze weduwen en weduwnaars in vele gevallen hun levensstandaard zien dalen. Dit zou voornamelijk het gevolg zijn van wijzigingen in de huishoudelijke context (James, 2009), zoals een overschakeling van een tweepersoonshuishouden met heel wat schaalvoordelen naar een eenpersoons‐ huishouden. Deze vermindering in levensstandaard zal dan ook niet eenvoudig


141


verdwijnen, nu de loopbanen van vrouwen meer en meer op die van mannen beginnen te lijken. Omwille van bovenstaande redenen is het niet aan te raden om de overlevings‐ functie van een pensioensysteem te negeren (zie ook noot 7). In het licht van internationale vergelijkingen is deze afwezigheid des te problematischer omdat de bescherming die het pensioensysteem biedt aan weduwen en weduwnaars aanzienlijk verschilt tussen landen. We illustreren dit door het concept van de theoretische vervangingsratio toe te passen op de overlevingsfunctie van een pen‐ sioensysteem. Analoog aan de vervangingsratio voor de functie ouderdom, verge‐ lijkt een vervangingsratio voor de functie overlijden de inkomenssituatie van een fictieve persoon vóór het overlijden van een echtgeno(o)t(e) met de inkomens‐ situatie erna. Om het inkomen in een tweepersoonshuishouden vóór het overlij‐ den te vergelijken met dat van een eenpersoonshuishouden na het overlijden, wordt een equivalentieschaal gebruikt. In overeenstemming met de zogenaamde modified scale van de OESO (Hagenaars, De Vos & Zaidi, 1994) wordt het totale pensioeninkomen van het echtpaar gedeeld door 1,5 en dan individueel aan beide echtgenoten toegekend. Op basis van informatie gepubliceerd in James (2009),9 onderscheiden we twee vervangingsratio’s voor de functie overlijden van een pensioensysteem. De eerste verwijst naar de situatie van een echtpaar van wie de enige kostwinner overlijdt. De tweede verwijst naar de situatie van een echtpaar van wie beide partners bij pensionering gelijkwaardige pensioenrechten hebben.10 De eerste vervangings‐ ratio wordt weergegeven in figuur 2. Deze figuur vertoont grote verschillen tussen landen inzake de doelmatigheid van het pensioensysteem als de enige kostwinner overlijdt. De vervangingsratio’s variëren van 0 procent (geen overle‐ vingspensioenen) in Zweden tot 120 procent of meer in België, Polen, Luxemburg en Mexico. Dit betekent dat in de laatstgenoemde landen het equivalente inko‐ men van weduwen en weduwnaars in feite stijgt na de dood van hun echt‐ geno(o)t(e). Figuur 3 toont de vervangingsratio’s in het tweede scenario, waarbij beide echtgenoten gelijkwaardige pensioenrechten hebben vóór de dood van een van hen. Ook hier toont de figuur heel wat variatie, zij het minder uitgesproken. Terwijl de meeste landen eenzelfde vervangingsratio van ongeveer 75 procent kennen, zijn er enkele uitschieters met vervangingsratio’s van meer dan 100 pro‐ cent. Een vergelijking van deze figuren met die in het vorige deel over vervangings‐ ratio’s voor de functie ouderdom leert dat de landen die goed scoren op de functie ouderdom niet noodzakelijkerwijze uitblinken in de functie overlijden, en vice versa. Met andere woorden, een hoge vervangingsratio voor de functie ouderdom in de ranking impliceert in geen geval een hoge plaats voor de functie overlijden. Het beste voorbeeld hiervan is Mexico. Het Mexicaanse pensioensysteem staat op de voorlaatste plaats in de ranking van de standaard door de OESO gepubliceerde vervangingsratio’s (vergelijk figuur 1), maar heeft de eerste plaats in beide ran‐ kings gebaseerd op de functie overlijden. Denemarken daarentegen scoort goed in de standaardranking, maar scoort laag in de nieuw opgestelde ranking van ver‐ vangingsratio’s voor de functie overlijden. Andere landen, zoals Luxemburg, sco‐

142



Figuur 2.

Vervangingsratio’s voor de functie overlijden in een aantal landen van de OESO; dood van de enige kostwinner

Br on : e i g e nb e r e k e n i n g e ng e b a s e e r dopJ a me s( 2 0 0 9 , 6 7 )

ren hoog op vervangingsratio’s ouderdom en vervangingsratio’s overlijden in het geval dat de enige kostwinner overlijdt. Ze scoren dan weer laag op de vervan‐ gingsratio’s overlijden bij de dood van een van de twee kostwinners. Merk op dat het gebruik van theoretische vervangingsratio’s om vergelijkende informatie over de functie overlijden te geven niet minder problematisch is dan het gebruik van de typische vervangingsratio’s voor de functie ouderdom. Dezelfde problemen die in het vorige deel aan bod kwamen (bijvoorbeeld het opstellen van theoretische vervangingsratio’s voor de tweede pensioenpijler) zijn er ook voor de vervangingsratio’s overlijden. De bedoeling van bovenstaande bespreking is vooral erop te wijzen dat rankings van pensioensystemen met enig voorbehoud behandeld moeten worden. Ze houden immers een voorafgaandelijke beslissing in over wat de belangrijkste functie is van een pensioensysteem: de ouderdoms- dan wel de overlevingsfunctie. Kapitaaluitkeringen in de tweede en derde pijler In onze derde casus bespreken we de moeilijkheden van het meten van pensioe‐ nen die als kapitaal uitgekeerd worden in het vergelijkend empirisch pensioen‐ onderzoek. We tonen aan dat de surveys die in cross-nationaal onderzoek gebruikt worden, wel geschikt zijn om het pensioeninkomen uitgekeerd als levenslange rente te meten, maar minder om het belang van kapitaaluitkeringen


143


Figuur 3.

Vervangingsratio’s voor de functie overlijden in een aantal landen van de OESO; dood van een van de twee kostwinners

Br on : e i g e nb e r e k e n i n g e ng e b a s e e r dopJ a me s( 2 0 0 9 , 6 7 )

aan te geven. Als kapitalen in sommige landen meer voorkomen dan in andere, zal dit een invloed hebben op cross-nationale vergelijkingen. Samen met de privatisering van pensioenen is ook het belang van kapitaaluitke‐ ringen toegenomen. In tegenstelling tot de eerste pijler, die expliciet in het leven geroepen werd om het loon op de arbeidsmarkt te vervangen en bijgevolg als een levenslange rente moet worden uitgekeerd (Rocha, Vittas & Rudolph, 2011), maken tweede- en derdepijlerregelingen vaak gebruik van kapitaaluitkeringen. Zonder expliciete regulering hebben pensioeninstellingen immers veelal een voor‐ keur voor kapitaaluitkeringen, omdat die makkelijker uit te voeren zijn en omdat de gehele betalingsverplichting op die manier bij pensionering reeds vervuld wordt (Antolin, Pugh & Stewart, 2008).11 De vraag rijst dan hoe (vergelijkende) pensioenindicatoren rekening houden met kapitaaluitkeringen. Om deze vraag te beantwoorden is het nodig te begrijpen hoe het inkomen van tweede- en derdepijlerpensioenen in internationale, gestan‐ daardiseerde surveys geregistreerd wordt. We onderzoeken daarom de bewoor‐ ding gebruikt in The European Union Statistics on Income and Living Conditions (EUSILC), de belangrijkste Europese vergelijkende inkomenssurvey (zie tabel 1).12 De vragen in deze survey informeren naar het inkomen in een gegeven jaar. Kapitaal‐ uitkeringen uit vorige jaren worden echter helemaal over het hoofd gezien.13 Dit leidt tot een onderschatting van het aantal gepensioneerden met een tweede‐ pijlerpensioen, alsook van het gemiddelde bedrag van de totale pensioenuitke‐ ring.

144



Tabel 1.

Behandeling in de EU-SILC van uitkeringen uit de tweede en derde pensioenpijler

Vraag Hebt u in 2008, eventueel naast uw wettelijk pensioen, een pensioen ontvangen uit een pensioenfonds, uit een groepsverzekering (d.w.z. een pensioen van de tweede pijler), uit pensioensparen of uit een levensverzekering (d.w.z. een pensioen van de derde pijler)? (Als deze vraag bevestigend beantwoord wordt ->) Hoeveel bedroeg deze uitkering voor het volledige jaar 2008? Betrof het een eenmalige uitkering of een uitkering per maand of per kwartaal? Bron: Belgische 2009 EU-SILC bevraging (Nederlandstalige versie)

Figuur 4.

Percentage rustgepensioneerde werknemers in 2008 die een kapitaal ontvingen, per jaar van betaling

Br on: P e ns i oe nk a da s t e r

Om de relevantie van bovenstaande verwoording te illustreren maken we gebruik van een ad random administratieve steekproef van 49.028 gepensioneerden met een Belgisch werknemerspensioen uit de eerste pijler in 2008. Van deze gepensio‐ neerden werden alle tweedepijlerpensioenen sinds 1980 geregistreerd. Op basis van deze gegevens geeft figuur 4 het percentage weer van de gepensioneerden in 2008 die een kapitaal ontvingen, per jaar van betaling. Zoals uit deze figuur duidelijk blijkt, schat een survey zoals de EU-SILC het aantal gepensioneerden die een kapitaal uit de tweede pijler ontvingen op 1,4 procent.14 Nochtans is het percentage werknemers die tussen 1980 en 2008 een kapitaal uit een tweede pijler ontvingen veel hoger, namelijk 32 procent van alle werknemers (de som van de percentages gedurende al deze jaren). Dit is een groot verschil. Het is daarom begrijpelijk dat onderzoekers die gebruikmaken van internationale


145


surveys het belang van de tweede pensioenpijler in België onderschat hebben. Zo rapporteerde Behrendt (2000) op basis van gelijkaardige gegevens dat in 1985 en 1992 slechts 1 procent van alle gepensioneerde huishoudens in België een tweede‐ pijlerpensioen ontving. Dit schijnbaar lage percentage blijkt echter het resultaat van de specifieke manier waarop de meeste Belgische tweedepijlerpensioenen uit‐ betaald worden, namelijk in de vorm van een kapitaal. Nog belangrijker is dat het gebruik van de huidige surveygegevens tot een onder‐ schatting van de geboden pensioenbescherming leidt. Om dit te verduidelijken bekijken we drie manieren waarop kapitalen in de meting van het pensioeninko‐ men geïntegreerd kunnen worden. De eerste manier bestaat erin de kapitalen helemaal niet mee te rekenen, omdat ze niet als een regelmatige bron van inkom‐ sten beschouwd kunnen worden. Dit is in feite de enige mogelijkheid voor onder‐ zoekers die gebruikmaken van surveygegevens, omdat kapitalen in deze surveys niet afdoende gemeten worden (dat wil zeggen: enkel de betalingen uit het vorige jaar worden meegeteld). De tweede mogelijkheid is het omzetten van een eenma‐ lige kapitaaluitkering in een fictieve rente. Deze optie veronderstelt dat personen hun vermogen evenredig over de rest van hun leven spreiden (dat wil zeggen dat het kapitaal dan geheel opgebruikt is op het moment dat het individu overlijdt; Weisbrod & Hansen, 1968). Deze optie is nog niet vaak toegepast, hoewel er recent meer interesse voor is in Amerikaans en Canadees onderzoek (zie Brando‐ lini, Magri & Smeeding, 2010). De derde optie zit ergens tussen de twee vorige in. In deze optie wordt alleen de inkomensstroom (bijvoorbeeld interesten) meegere‐ kend die het vermogen in het jaar van de meting heeft opgebracht. Op deze manier wordt er geen rekening gehouden met de mogelijkheid dat iemand zijn of haar vermogen vermindert om tegemoet te komen aan de noden van het moment. Deze laatste optie is de manier waarop financiële vermogens (en indi‐ rect pensioenkapitalen) in de meeste vergelijkende inkomensstudies opgenomen worden. Voor het vergelijkende pensioenonderzoek is deze methode echter niet geschikt, omdat bestaande surveygegevens geen onderscheid maken tussen renteuitkeringen die specifiek voortvloeien uit pensioenkapitalen en rente-uitkeringen uit andere financiële vermogens. Het moge duidelijk zijn dat deze drie methodes verschillende resultaten geven. Ter illustratie geeft figuur 5 een overzicht van het gemiddelde pensioen van Belgi‐ sche rustgepensioneerde werknemers. De vette lijn toont de situatie waarbij kapi‐ taaluitkeringen niet in rekening gebracht worden (vergelijk de eerste optie). De dunne lijn toont de situatie waarbij enkel de door het kapitaal gegenereerde inte‐ resten meegeteld worden (vergelijk de derde optie). Er wordt dan aangenomen dat het kapitaal niet opgebruikt wordt. Als (een deel van) het kapitaal uitgegeven werd, zou de dunne lijn in toenemende mate op de vette lijn gaan lijken. De gebroken lijn, ten slotte, toont de situatie waarbij het kapitaal omgezet wordt in een fictieve rente (vergelijk de tweede optie). De figuur toont duidelijk de gevol‐ gen van het niet in rekening brengen van kapitaaluitkeringen uit de tweede pijler voor de Belgische situatie. Een vergelijking van de vette met de gebroken lijn leert ons dat het verschil tussen beide berekeningen voor gepensioneerden jonger dan 65 bijna 30 procent bedraagt, tussen 10 procent en 20 procent voor gepensio‐

146



Figuur 5.

Drie manieren om kapitaaluitkeringen te integreren in de meting van het pensioeninkomen van Belgische rustgepensioneerde werknemers

Br on : P e n s i oe n k a da s t e r

neerden tussen 65 en 85, en iets minder dan 10 procent voor diegenen ouder dan 85 jaar. Tot nog toe is er weinig onderzoek gedaan naar het belang van de kapitalen in de totale pensioenbescherming. De weinige beschikbare studies wijzen echter op een grote variatie tussen de landen. Volgens Antolin, Pugh en Stewart (2008) zijn kapitaaluitkeringen de enige manier om tweedepijlerpensioenen die zijn opge‐ bouwd via een DC-regeling, uit te betalen in Hongkong, India, de Filippijnen, Luxemburg en Thailand. In België, Australië, Brazilië, China, de Tsjechische Repu‐ bliek, Denemarken, Griekenland, Hongarije, Indonesië, Japan, Maleisië, NieuwZeeland, Zuid-Afrika, Zwitserland, Spanje, Turkije en de Verenigde Staten kunnen deze pensioenen geheel als eenmalig kapitaal uitgekeerd worden. Andere opties zijn echter ook beschikbaar. In Duitsland, Ierland, Portugal en het Verenigd Koninkrijk ten slotte kan slechts een deel van deze pensioenbetalingen in de vorm van kapitaal uitgekeerd worden.15 Gezien het grote aantal landen dat in dit onderzoek aan bod komt, is het niet verwonderlijk dat de auteurs zelf stellen dat ‘informatie over sommige landen beperkt en zelfs tegenstrijdig is’ (Antolin, Pugh & Stewart, 2008, 5). Rocha, Vittas en Rudolph (2011) bieden daarentegen wel een gedetailleerd onderzoek van de wijze waarop pensioenen worden uitgekeerd, maar hun onderzoek blijft beperkt tot Australië, Zwitserland, Denemarken en Chili. Uit hun analyse blijkt dat kapitalen het meest voorkomen in Australië en Zwitserland, minder in Denemarken en Chili, en in Zweden helemaal niet beschikbaar zijn.


147


Tabel 2.

Uitkeringsmodaliteiten van tweede- en derdepijlerpensioenen in België, Duitsland en Nederland

Land

Uitkeringsmodaliteiten van tweede- en derdepijlerpensioenen

België

Tweedepijlerpensioenen kunnen als kapitaal of als rente uitgekeerd worden. In 2008 ontving 18% van alle 65-jarige voormalige werknemers met een tweedepijlerpensioen een rente, 73% een kapitaal en 9% een combinatie van beide. Kapitaaluitkeringen zullen in de toekomst meer voorkomen omdat de meeste renteuitkeringen door Fondsen voor Bestaanszekerheid aangeboden worden waartoe niet langer actief bijgedragen wordt. Derdepijlerpensioenen werden uitsluitend als een eenmalig kapitaal uitgekeerd.

Duitsland Tweedepijlerpensioenen worden uitsluitend als rente uitgekeerd. In 2010 werd 57% van alle derdepijlerpensioenen als kapitaal uitgekeerd. Nederland Kapitaaluitkeringen in de tweede en derde pijler zijn bij wet verboden. Bron: België: Berghman & Peeters, 2012; Duitsland: GDV, 2011; Berner, 2011; Nederland: Dietvorst e.a., 2011; Financial Services and Markets Authority - FSMA, 2011.

We vullen in tabel 2 bovenstaand onderzoek aan met een vergelijking van de uit‐ keringsmodaliteiten van tweede- en derdepijlerpensioenen in drie naburige lan‐ den binnen de Europese Unie: België, Duitsland en Nederland. De vergelijking in tabel 2 bevestigt de grote variatie in uitkeringsmodaliteiten van tweede- en derdepijlerpensioenen. In België worden de meeste tweedepijlerpen‐ sioenen en alle derdepijlerpensioenen in de vorm van een eenmalig kapitaal uitbe‐ taald. In Nederland wordt geen enkel pensioen als kapitaal uitgekeerd. De situatie in Duitsland bevindt zich daar tussenin. Bijgevolg ontstaat er een ernstige scheef‐ trekking als surveygegevens gebruikt worden om België (of een ander land met veel kapitaaluitkeringen) te vergelijken met Nederland en Duitsland (of een ander land met weinig of geen kapitaaluitkeringen). Een illustratie van deze scheeftrek‐ king is te vinden bij Choi (2006), die in een vergelijking van negen OESO-landen (België, Duitsland en Nederland inbegrepen) rapporteert dat het gedeelte van het inkomen van ouderen dat voorzien wordt door publieke uitkeringen, het hoogst is in België. Nochtans is dit (gedeeltelijk) het resultaat van het niet afdoende reke‐ ning houden met inkomen in de vorm van kapitalen. Een tweede illustratie vormt het onderzoek van Dewilde en Raeymaeckers (2008), dat gebruikmaakt van empi‐ rische vervangingsratio’s om de generositeit van pensioensystemen te meten. Als zij vaststellen dat er in België lagere vervangingsratio’s zijn dan in Nederland, is dit tenminste voor een deel het loutere resultaat van het niet in rekening brengen van kapitalen. Huidige surveys houden dus onvoldoende rekening met kapitaaluitkeringen. Als gevolg daarvan wordt het pensioeninkomen onderschat in die landen waar kapi‐ talen veel voorkomen. Dit heeft belangrijke repercussies voor verschillende indi‐ catoren die tegenwoordig gebruikt worden om een ranking van pensioensystemen op te maken, zoals voor de quasi vervangingsratio’s (vergelijking van het beschik‐ baar inkomen van personen in de tien jaar na de normale pensioenleeftijd met dat van personen in de vijftien jaar voor de pensioenleeftijd; OESO, 2001, 22), voor geaggregeerde vervangingsratio’s (gemiddelde individuele pensioenen van 65- tot 74-jarigen in verhouding tot de gemiddelde wedden van 50- tot 59-jarigen; EPC,

148



SPC & Europese Commissie, 2010, 28), en voor benefit ratio’s (de gemiddelde uit‐ kering van publieke en private pensioenen ten opzichte van de gemiddelde wedde; EPC, SPC & Europese Commissie, 2010, 28). De verschillende voorbeelden in dit deel hebben aangetoond dat kapitaaluitkeringen niet genegeerd kunnen worden. Deze tekortkoming zal het vergelijkende onderzoek mogelijkerwijs in toene‐ mende mate scheeftrekken, omdat het belang van kapitalen allicht zal stijgen als gevolg van de groeiende privatisering van de pensioenen. Tot besluit Technieken voor de benchmarking van complexe systemen aan de hand van gemeenschappelijke indicatoren worden tegenwoordig in zeer diverse gebieden gebruikt, van wetenschappelijk onderzoek en personeelsbeleid tot internationale ontwikkeling. Dit artikel is het eerste om het proces van commensuratie op het gebied van internationaal pensioenbeleid te onderzoeken. Het biedt een analyse van de gevolgen van het reduceren van uiteenlopende en veranderlijke eigen‐ schappen van pensioensystemen tot een beperkt aantal gestandaardiseerde beleidsindicatoren. De drie bestudeerde casussen illustreren enkele van de geva‐ ren verbonden aan de benchmarking en ranking van de prestaties van unieke en complexe pensioensystemen. Onze analyse toont aan dat internationale gestandaardiseerde indicatoren voor pensioensystemen niet neutraal zijn. Ze bevoordelen landen met een bepaald institutioneel beleid ten koste van andere. Zo wordt in landen waar verschillende pensioensstelsels naast elkaar bestaan, de complexe realiteit van een veelheid aan verschillende pensioenregelingen gecondenseerd of gereduceerd tot één samen‐ vattende indicator. Daarbij worden nogal eens willekeurige veronderstellingen gehanteerd. Bij een vergelijking of opname in een ranking van uiteenlopende pen‐ sioensystemen bevoordelen de indicatoren dan landen die de meest voordelige pensioengegevens naar voor schuiven zonder daarom de meest doeltreffende pensioenbescherming te bieden. Zo zijn er evenveel theoretische vervangings‐ ratio’s als er tweedepijlerpensioenregelingen zijn. Bijgevolg brengt de voorstelling van een enkele vervangingsratio voor de tweede pensioenpijler een hoge mate van contingentie met zich mee. Ten tweede heeft het huidige gebruik van pensioen‐ indicatoren geen oog voor landen die goed presteren op het vlak van overlevings‐ pensioenen, en dit terwijl het verzekeren tegen het overlijden van een echt‐ geno(o)t(e) een primaire functie van een pensioensysteem is. Ten slotte zijn de huidige indicatoren in het nadeel van die landen waar pensioenen als een eenma‐ lig kapitaal uitgekeerd worden. Omdat deze kapitaaluitkeringen moeilijk te meten zijn, wordt zowel het aandeel gepensioneerden die een kapitaal ontvangen als de totale pensioenbescherming die geboden wordt, onderschat in landen waar kapi‐ taaluitkeringen frequenter voorkomen. We hebben in dit artikel enkele valkuilen en verwikkelingen van het gebruik van gestandaardiseerde pensioenindicatoren aangeduid. Daarmee suggereren we echter niet dat er niets geleerd kan worden uit de informatie die in OESO- of EU-publicaties verzameld wordt. Onze analyse doet wel vragen rijzen over de


149


pogingen om complexe pensioensystemen aan de hand van een beperkt aantal indicatoren met elkaar te vergelijken en te ranken. Rankings zijn bedoeld om gecompliceerde informatie te vereenvoudigen. Het proces waarbij complexe sys‐ teemeigenschappen tot enkelvoudige cijfers vereenvoudigd worden, kan echter ook de contingentie van de informatie en de impliciete veronderstellingen die daarbij gehanteerd worden, verdoezelen. ‘Bijgevolg lijkt informatie solieder en definitiever dan als die in complexere vorm aangeboden zou worden’ (Espeland & Sauder, 2007, 17). We roepen daarom op tot een meer bedachtzame aanpak en toepassing van internationale indicatoren. Een goed gebruik van internationale indicatoren veronderstelt dat hun inherente beperkingen erkend worden. Voorzichtigheid is vooral geboden wanneer pensioenindicatoren gebruikt worden in take-away graphs. Deze grafieken bieden immers weinig ruimte voor contex‐ tuele informatie of voor details over de precieze meting van indicatoren in een gegeven land. Vaak worden er te veel landen in een studie weergegeven om tot een doeltreffende vergelijking te komen. Zelfs de bijlagen van statistische organi‐ saties geven niet altijd de noodzakelijke informatie om te begrijpen hoe een indicator geconstrueerd wordt. Los van hoe goed deze internationale indicatoren ontworpen worden, zullen problemen van vergelijkbaarheid bovendien nooit helemaal verdwijnen. Ze zijn immers inherent aan het proces van commensuratie. Landenvergelijkingen aan de hand van gestandaardiseerde indicatoren kunnen daarom best aangevuld worden met casestudies van specifieke nationale beleids‐ sectoren. Deze casestudies kunnen de noodzakelijke gecontexualiseerde informa‐ tie bieden die vereist is voor een intelligent gebruik van indicatoren. Belangrijker nog is dat dergelijk gedetailleerd onderzoek mogelijkerwijs doeltreffender is voor het transnationale leerproces dan een overzicht dat in één opslag de overeenkom‐ sten en verschillen tussen een groot aantal landen weergeeft. Uit een internatio‐ nale vergelijking van de socio-economische gevolgen van pensioenregelingen voor vrouwen bijvoorbeeld, zou men kunnen afleiden dat de Belgische pensioenen na een scheiding als ‘a best practice’ beschouwd kunnen worden (Horstmann & Hüllsman, 2009, 128). Een meer gedetailleerd onderzoek van de Belgische pen‐ sioenregelingen toont echter dat de pensioenbescherming van vrouwen in België helemaal niet toereikend is en bijgevolg moeilijk als voorbeeld kan dienen (Berg‐ hman & Peeters, 2012). Weliswaar bestaan er gedetailleerde landenstudies van pensioenregelingen voor de usual suspects in het internationale sociaalbeleids‐ onderzoek, bijvoorbeeld Zweden, het Verenigd Koninkrijk of de Verenigde Staten. Zulke studies blijven echter grotendeels achterwege voor kleinere en minder in het oog springende landen. Wat zijn de beperkingen van ons onderzoek en wat zijn de implicaties ervan voor toekomstig onderzoek? Onze analyse is vooreerst beperkt doordat ze vooral op voorbeelden berust die voortvloeien uit onze onderzoekservaring met het Belgi‐ sche pensioensysteem. Daarom zou in volgende studies onderzocht moeten wor‐ den of er gelijkaardige dan wel nieuwe problemen van vergelijkbaarheid naar boven komen indien men vertrekt van voorbeelden uit onderzoek over andere landen. Ten tweede, hoewel we aangetoond hebben dat de perceptie van de doel‐ matigheid van pensioenen scheefgetrokken is wanneer ze uitsluitend op gestan‐ daardiseerde indicatoren gebaseerd wordt, hebben we nog lang geen voldoende

150



inzicht in de sociale en politieke constructie van beleidsindicatoren. Welke indica‐ toren er voor officieel gebruik geselecteerd worden en hoe ze ontworpen worden, is vaak een omstreden kwestie onder wetenschappers, politici en belangengroepe‐ ringen. Het proces waardoor deze indicatoren tot stand komen, blijft onzichtbaar en ambigu. In een internationale context, waarin governance by numbers meer en meer de norm geworden is, zou onderzoek meer aandacht moeten besteden aan hoe deze internationale beleidsindicatoren geconstrueerd worden. Omdat ons onderzoek tot pensioenen beperkt is, zou het, ten derde, ook de moeite lonen om te onderzoeken hoe commensuratie een rol speelt op andere terreinen van de wel‐ vaartsstaat, zoals de gezondheidszorg. Pensioensystemen zijn bijzonder omwille van hun institutionele fragmentatie en specifieke complexiteit (bijvoorbeeld de onderverdeling in drie pijlers). Het gebruik van indicatoren voor cross-nationaal onderzoek op andere beleidsvlakken zou daarom wel eens op andere moeilijk‐ heden kunnen stoten. De vergelijking van de constructie en het gebruik van inter‐ nationale indicatoren in verschillende beleidsdomeinen zou onderzoekers ook beter in staat kunnen stellen om de algemene mechanismen van commensuratie te herkennen. Ten slotte zijn we in dit artikel niet ingegaan op de reacties van sta‐ ten of op hun beleidswijzigingen in antwoord op commensuratie en ranking. We hebben met andere woorden de zogenaamde ‘reactiviteit’ niet onderzocht, waarbij staten of andere organisaties hun gedrag aanpassen als antwoord op observatie, vergelijking of ranking (Espeland & Sauder, 2007). Zo kunnen staten bijvoorbeeld de informatie van rankings gebruiken om middelen op een nieuwe manier te ver‐ delen of om nieuwe beleidsmaatregelen te ontwikkelen die ze zonder kennis van de rankings niet ontwikkeld zouden hebben. In de mate dat de publieke aandacht voor rankings stijgt, zullen staten of andere beleidsactoren echter ook leren om de indicatoren oneigenlijk te gebruiken. Om hun ranking te maximaliseren zou‐ den actoren zich kunnen richten op het verbeteren van hun prestatie binnen een bepaalde indicator, zonder evenwel de kwaliteiten die de indicator verondersteld wordt te meten, te verbeteren (Espeland & Sauder, 2007, 29). Wij hebben hier dergelijke ruimere implicatie niet onderzocht. Een beter begrip van hoe beleids‐ actoren reageren op gekwantificeerde beleidsvergelijkingen en rankings is een kwestie die dringend op de agenda van het internationale onderzoek gezet dient te worden. Noten 1 2

De term rustpensioen wordt in België gebruikt om aan te geven wat in Nederland het ouderdomspensioen wordt genoemd. De hiernavolgende discussie handelt voornamelijk over de methodologie die de OESO hanteert om vervangingsratio’s te berekenen. Deze methodologie wordt uitgebreid toegelicht in de OESO rapporten Pensions at a Glance (bijvoorbeeld OESO 2011). De resulterende ratio’s worden gebruikt in zowat alle OESO publicaties over pensioenen. Merk op dat we, om ons argument kracht bij te zetten, ook gebruik hadden kunnen maken van de benadering van de EU, zoals ontwikkeld door de Indicator Sub-Group (bijvoorbeeld 2009).


151


3

4

5

6

7

8 9 10

11

12 13

152

Er werden al verschillende classificaties voorgesteld om het complexe pensioenland‐ schap begrijpelijk te maken. In dit artikel maken we gebruik van het driepijlerconcept (zie Peeters e.a., 2008) voor een uitgebreide discussie. Gelijkaardige, overdreven optimistische veronderstellingen werden gerapporteerd door Rocha, Vittas en Rudolph (2011, 87) voor Denemarken, een land dat net als Nederland typisch hoog scoort in de vele gepubliceerde pensioenrankings. De enige beschikbare informatie handelt over sectorale pensioenregelingen. De bij‐ dragepercentages die in 2008 van kracht waren in DC-regelingen verschilden van 0,5 procent tot 1,5 procent (Financial Services and Markets Authority - FSMA, 2011). Omdat er geen betrouwbare gegevens zijn over het aantal werknemers dat een twee‐ depijlerpensioen opbouwt, kan men niet concluderen dat de dekking over de jaren ver‐ anderd is. In het licht van de transitie van een kostwinner model naar een anderhalf- of tweever‐ dieners model, hebben een heel aantal OESO landen overlevingspensioenen terugge‐ drongen of afgeschaft omdat beide partners in een huwelijk of partnerschap een arbeidsinkomen hebben en dus eigen pensioenrechten opbouwen. Ondanks deze his‐ torische evolutie blijft het vergelijken van de overlevingsfunctie van nationale pen‐ sioensystemen echter zinvol. Ten gevolge van het wegvallen van schaalvoordelen, zorgt de dood van de (huwelijks)partner immers voor een aanzienlijke verlaging van de levensstandaard, en dit net zozeer in een anderhalf- of tweeverdieners model als in het klassieke kostwinner model. Om de toereikendheid van pensioenen te meten dient dan ook het behoud van de levensstandaard na overlijden te worden gemeten, ook al is dat niet (langer) een uitdrukkelijke of primaire doelstelling van alle pensioen‐ systemen. Overlevingspensioen is een term die in België wordt gebruikt om aan te geven wat in Nederland het nabestaandenpensioen wordt genoemd. Gelijkaardige informatie wordt aangereikt door Ahn (2005), Choi (2006), Horstmann & Hüllsman (2009) en door de OESO (2010). Sommige landen verminderen de overlevingspensioenen na een bepaalde periode als de overlevende partner recht heeft op een eigen rustpensioen. Om de tweede vervan‐ gingsratio te berekenen, hebben we enkel rekening gehouden met deze verminderde uitkeringen. Zie James (2009, 67) voor meer informatie over uitdovende overlevings‐ pensioenregelingen. Een derde mogelijke manier om pensioenen uit te betalen is via rentes die niet levens‐ lang uitgekeerd worden. Gepensioneerden ontvangen dan een vooraf vastgelegd aan‐ tal vaste of variabele betalingen. In tegenstelling tot een kapitaal, wordt het pensioen‐ bedrag in dat geval dus in verschillende betalingen uitgekeerd. Een aantal zaken die in de rest van dit deel behandeld worden gelden ook voor dit soort van uitkeringen, zij het in mindere mate. Omwille van de eenvoud worden ze echter niet behandeld. Gelijkaardige vragen rijzen in de andere belangrijke inkomenssurveys, zoals in de Europese SHARE bevraging. In panelstudies zoals de EU-SILC of SHARE worden kapitaaluitkeringen veelal meer dan één keer bevraagd, omdat dezelfde vraag in elke golf gesteld wordt. In de praktijk is het echter zo dat het gebruik van paneldata onze bevindingen niet fundamenteel wijzigt, en dit zelfs los van de vaak gedocumenteerde problemen van uitval van steek‐ proefpersonen. De EU-SILC, bijvoorbeeld, is geen echt maar een roterend panel. Een



kwart van het panel wordt elk jaar geroteerd zodat na vier jaar een gehele nieuwe steekproef bevraagd wordt. De SHARE, daarentegen, is een echte panelsurvey, maar het panel wordt niet elk jaar bevraagd. Zo werden de vragen over het tweede- en derde‐ pijlerpensioen enkel in 2004, 2006 en 2010 bevraagd. 14 We houden hier geen rekening met gepensioneerden die een rente uit de tweede pen‐ sioenpijler ontvangen (9 procent in 2008) omdat deze rentes meestal via de Fondsen voor Bestaanszekerheid gefinancierd worden en dus niet in de bestaande surveys opgenomen worden (ze worden immers niet gefinancierd door een pensioenfonds of een pensioenverzekering; cfr. Tabel 1). 15 De lijst van landen die een (volledige) kapitaalsuitkering in de derde pensioenpijler toestaan, zou nog langer zijn (zie Antolin, Pugh & Stewart, 2008, 21-25 voor een over‐ zicht).

Literatuur Ahn, N. (2005). Financial consequences of widowhood in Europe - Cross-country and gender dif‐ ferences (ENEPRI Working Paper, nr. 32). Brussel: ENEPRI. Antolin, P., Pugh, C., & Stewart, F. (2008). Forms of Benefit Payment at Retirement (OESO Working Papers on Insurance and Private Pensions, nr. 26). Parijs: OESO Publishing. Bakker, P. (2008). Ouderdomspensioen op zijn retour? Amsterdam: VU Expertisecentrum Pensioenrecht. Behrendt, C. (2000). Private pensions - a viable alternative? Their distributive effects in a comparative perspective. International Social Security Review, 53 (3): 3-26. Berghman, J. (1981). Theorie van de sociale zekerheid (doctoraal proefschrift). Wilrijk: Uni‐ versiteit Antwerpen. Berghman, J., & Peeters, H. (2012). De drie pijlers van het Belgische pensioenlandschap. Overzicht en uitdagingen. Belgisch Tijdschrift voor Sociale Zekerheid, 53 (1): 1-49. Berner, F. (2011). New Private Pensions in Germany: A Pension Market or a Branch of the Welfare State? Contested Regulatory Issues. In: L. Leisering (Ed.), The New Regulatory State. Regulating Pensions in Germany and the UK. Houndmills: Palgrave Macmillan, 127-149. Brandolini, A., Magri, S., & Smeeding, T.M. (2010). Asset‐based measurements of poverty. Journal of Policy Analysis and Management, 29 (2): 267-284. Broeders, D., & Pröpper, M. (2010). Risk-Based Supervision of Pension Funds in the Neth‐ erlands. In: M. Micocci, G.N. Gregoriou & G. Batista Masala (Eds.), Pension Fund Risk Management. Financial and Actuarial Modeling. Florence: Chapman and Hall/CRC, 473-508. Calasanti, T.M. (1996). Incorporating diversity: Meaning, levels of research, and implica‐ tions for theory. Gerontologist, 36 (2): 147-156. Choi, J. (2006). The role of derived rights for old-age income security of women (OESO Work‐ ing Paper, nr. 43). Parijs: OESO. Christelis, D., Jappelli, T., Paccagnella, O., & Weber, G. (2009). Income, Wealth and Finan‐ cial Fragility in Europe. Journal of European Social Policy, 19 (4): 359-376. Corijn, M. (2011). De (in)stabiliteit van huwelijken in België (SVR-webartikel 2011/5). Brus‐ sel: Studiedienst van de Vlaamse Regering. De Nederlandsche Bank (2012). Pensioenregelingen. www.statistics.dnb.nl/index.cgi? lang=nl&todo=PenRegel, geraadpleegd op 21 mei 2012.


153


Desrosières, A. (1998). The Politics of Large Numbers - a History of Statistical Reasoning. Har‐ vard: Harvard University Press. Dewilde, C., & Raeymaeckers, P. (2008). The Trade-Off Between Home-Ownership and Pensions: Individual and Institutional Determinants of Old-Age Poverty. Ageing & Society, 28 (6): 805-830. Dietvorst, G., Greef, R. de, Hendriks, M., Kapelle, H., Lange, P. de, & Schouten, E. (2011). Fiscale behandeling van oudedagsvoorzieningen: het kan beter, eerlijker, efficiënter en een‐ voudiger. Deventer: Kluwer. EPC, SPC & Europese Commissie (2010). Joint Report on Pensions. Progress and key challen‐ ges in the delivery of adequate and sustainable pensions in Europe. Brussel: Europese Com‐ missie. Espeland, W.N., & Sauder, M. (2007). Rankings and Reactivity: How Public Measures Recreate Social Worlds. American Journal of Sociology, 113 (1): 1-40. Espeland, W.N., & Stevens, M.L. (1998). Commensuration as a Social Process. Annual Review of Sociology, 24 (1): 313-343. Espeland, W.N., & Stevens, M.L. (2008). A Sociology of Quantification. European Journal of Sociology, 49 (3): 401-436. Europese Commissie (2012). White paper. An Agenda for Adequate, Safe and Sustainable Pen‐ sions. Brussel: Europese Commissie. Federale Overheidsdienst Economie (2012). Bevolking naar woonplaats, nationaliteit, burger‐ lijke staat, leeftijd en geslacht (2001-2010). www.statbel.fgov.be., geraadpleegd 15 mei 2012. Financial Services and Markets Authority (2011). Tweejaarlijks verslag betreffende de secto‐ rale pensioenstelsels. Brussel: FSMA. Garfinkel, I., Rainwater, L., & Smeeding, T.M. (2006). A re‐examination of welfare states and inequality in rich nations: How in‐kind transfers and indirect taxes change the story. Journal of Policy Analysis and Management, 25 (4): 897-919. GDV (Gesamtverband der Deutschen Versicherungswirtschaft e.V) (2011). Die deutsche Lebensversicherung in Zahlen 2010/2011. Gesamtverband der Deutschen Versiche‐ rungswirtschaft e.V. Hagenaars, A.J.M., Vos, K. de, & Zaidi, A. (1994). Poverty statistics in the late 1980’s: Research based on micro-data. Luxemburg: Eurostat. Horstmann, S., & Hüllsman, J. (2009). The socio-economic impact of pension systems on women. Brussel: Europese Commissie. Indicator Sub-Group (2009). Updates of current and prospective theoretical pension replace‐ ment rates 2006-2046. Brussel: Europese Commissie. James, E. (2009). Rethinking Survivor Benefits. Washington DC: World Bank. Marlier, E., & Atkinson, A.B. (2010). Indicators of poverty and social exclusion in a global context. Journal of Policy Analysis and Management, 29 (2): 285-304. Mueller, N., Buchholz, S., & Blossfeld, H.P. (2011). Wealth Inequality in Europe and the Delu‐ sive Egalitarianism of Scandinavian Countries. wirtsoz-dgs.mpifg.de/dokumente/Muel ler_Reichtum.pdf, geraadpleegd op 15 maart 2012. OESO (2001). Ageing and Income. Financial Resources and Retirement in 8 OESO Countries. Parijs: OESO. OESO (2005). Pensions at a Glance. Public Policies across OESO Countries. Parijs: OESO. OESO (2010). Gender Brief. Brussel: OESO. OESO (2011). Pensions at a Glance. Retirement-Income Systems in OESO and G20 Countries. Parijs: OESO.

154



Paulus, A., Sutherland, H., & Tsakloglou, P. (2010). The distributional impact of in‐kind public benefits in European countries. Journal of Policy Analysis and Management, 29 (2): 243-266. Peeters, H., Debels, A., Verschraegen, G., & Berghman, J. (2008). Flexicurity in Bismarck‐ ian Countries. Old-age protection for nonstandard workers in Belgium. Journal of Social Policy, 37 (1): 125-143. Peeters, H., Debels, A., & Verpoorten, R. (2013). Excluding Institutionalized Elderly from Surveys: Consequences for Income and Poverty Statistics. Social Indicators Research, 110 (2): 751-769. Porter, T.M. (1995). Trust in Numbers: The Pursuit of Objectivity in Science and Public Life. Princeton: Princeton University Press. Porter, T.M. (2006). Speaking Precision to Power: The Modern Political Role of Social Science. Social Research, 73 (4): 1273-1294. Rocha, R.R., Vittas, D., & Rudolph, H.P. (2011). Annuities and Other Retirement Products: Designing the Payout Phase. Washington: The World Bank. Rueschemeyer, D., & Skocpol, T. (red.) (1995). States, Social Knowledge, and the Origins of Modern Social Policies. Princeton: Princeton University Press. Salais, R. (2006a). On the correct (and incorrect) use of indicators in public action. Com‐ parative Labor Law & Policy Journal, 27 (2): 237-256. Salais, R. (2006b). Reforming the European social model and the politics of indicators: from the unemployment rate to the employment rate in the European Employment Strategy. In: A.S. Pascual & M. Jepsen (red.), Unwrapping the European Social Model. Bristol: The Policy Press, 189-212. Smith, M.R., & Zhang, H. (2011). On the use of indicators of the generosity of unemploy‐ ment compensation in quantitative cross-national research. International Journal of Comparative Sociology, 52 (5): 413-430. Weisbrod, B.A., & Hansen, W.L. (1968). An Income-Net Worth Approach to Measuring Economic Welfare. The American Economic Review, 58 (5): 1315-1329. WereldBank (1994). Averting the Old Age Crisis. Policies to Protect the Old and Promote Growth. Oxford: Oxford University Press. Willson, A.E. (2003). Race and women’s income trajectories: employment, marriage, and income security over the life course. Social Problems, 50 (1): 87-110. Zeitlin, J. (2005). The Open Method of Co-ordination in Action. Theoretical Promise, Empirical Realities, Reform Strategy. In: J. Zeitlin, P. Pochet & L. Magnusson (Red.), The Open Method of Co-ordination in Action: The European Employment and Social Inclu‐ sion Strategies. Brussel: Peter Lang, 447-504.


155

Governance by numbers: risico s verbonden aan de internationale benchmarking en ranking van pensioensystemen *

Recommend Documents