Snižují skutečně sociální transfery nerovnost?

VYSOKÁ ŠKOLA EKONOMICKÁ V PRAZE

Snižují skutečně sociální transfery nerovnost? Příspěvek pro konferenci Teoretické a praktické aspekty veřejných financí, VŠE Praha 3-4.4.2009

Vojtěch Roženský*

Abstrakt Všeobecně deklarovanou funkcí transferů je zmírnění dopadů nerovné distribuce příjmů. Proto je legitimní otázka, nakolik redistribuce ke snížení nerovnosti skutečně přispívá. Vztah nerovnosti a redistribuce je obousměrný. Teorie se častěji zabývá směrem od nerovnosti k redistribuci. Podle starších teorií je vyšší nerovnost spojena s vyšší redistribucí (hl. Romer-Roberts-Meltzer-Richard model), ale podle novějších modelů je tento vztah mnohem slabší (např. model politické participace). Naopak o vlivu redistribuce na nerovnost se příliš nepochybuje a všeobecně je přijímán intuitivní závěr, že vyšší redistribuce automaticky znamená výraznější zvýšení podílu nízkopříjmových skupin na celkových příjmech. Řada současných empirických studií ale ukazuje, že význam redistribuce pro snižování nerovnosti je obvykle přeceňován. Redistribuce totiž nemusí vždy směřovat od bohatých k chudým a podle některých teorií jsou její skutečné cíle jiné, než snižování nerovnosti (např. teorie zájmových skupin). Sociální transfery k omezení nerovnosti sice prokazatelně přispívají, ale to neznamená, že státy s relativně nízkou redistribucí nemohou v tomto směru dosáhnout lepších výsledků, než tradiční státy blahobytu. Poznatek, že výraznější omezení transferů je možné bez zhoršení situace nízkopříjmových skupin, může být užitečný pro přípravu fiskálních konsolidací. Klíčová slova: nerovnost, Gini koeficient, distribuce příjmů, redistribuce, transfery JEL klasifikace: D33, E62, H53

* PhDr.Ing. Vojtěch Roženský, doktorské studium, Katedra veřejných financí, Fakulta financí a účetnictví, [email protected]

1

Úvod

Redistribuce patří mezi základní funkce veřejných financí. Jejím cílem je omezení nerovnosti distribuce faktorových příjmů1. Podstata transferů spočívá v tom, že stát od jednotlivců vybere určité prostředky, které podle nějakých kritérií dále přerozdělí. Plátci a příjemci by logicky měly být dvě odlišné skupiny (nemá smysl od někoho vybrat část jeho příjmů a obratem mu ji vrátit). Intuitivně by tedy mělo platit, že čím rozsáhlejší redistribuce, tím více by měla být omezena nerovnost. Některé empirické analýzy tuto hypotézu nepotvrzují. Země s relativně malými transfery mohou v praxi díky přesněji cílené redistribuci dosáhnout výraznějšího omezení nerovnosti, než země s rozsáhlými sociálními systémy. Redistribuční transfery nesmírně zatěžují státní rozpočty, a proto je dobré při řešení problému dlouhodobé udržitelnosti veřejných financí zkoumat, do jaké míry plní svůj účel, a zda by důsledky jejich omezení byly společensky akceptovatelné. Problémem empirického testování je dostupnost a kvalita dat o nerovnosti. Také metodologie se stále vyvíjí a na postupech testování neexistuje všeobecná shoda. V posledních letech tak vznikla řada studií s inovativním přístupem ke konstrukci modelů a překvapivými závěry.

2

Teoretické přístupy k redistribuci

Vztah redistribuce a nerovnosti je předmětem výzkumu už řadu desetiletí. Z počátku se jednalo hlavně o teoretické analýzy, kvantitativní přístup převládá až od 90.let. Podle tradičního RomerRoberts-Meltzer-Richard (RRMR) modelu je redistribuční zdanění determinováno mediánovým voličem. Jednotlivci s vyššími než mediánovými příjmy chtějí redistribuovat méně, jednotlivci s nižšími příjmy preferují větší redistribuci2. Jestliže klesne poměr mediánového a průměrného příjmu, redistribuce vzrůstá. RRMR model měl v teorii velký vliv, ale nenašel prokazatelnou oporu v empirických datech. Dalším teoretickým vysvětlením redistribuce je teorie zájmových skupin. Ta v redistribuci nevidí prostředek k omezení nerovnosti, ale objekt dobývání renty. Pokud by všechny politické strany byly motivovány pouze získáním renty, byla by výsledkem vždy stejná politika. Jejím cílem by nebylo co největší uspokojení voličů, ale přesunutí co největší části transferů ke skupinám, které jsou s vládnoucí stranou nejvíce spjaté. Čím méně je zájmová skupina svázána ideologií, tím větší rentu může získat. Politická ekonomie redistribuce se zabývá tím, jestli organizované skupiny jednotlivců (politické 1 faktorovým příjmem se rozumí příjem před zdaněním a transfery. Zahrnuje příjmy ze zaměstnání, příjmy z podnikání, příjmy z majetku a dary. 2 tento směr preferencí byl potvrzen i empiricky (výzkumem mezi domácnostmi z různých příjmových skupin), viz např. Othake a Tomioka (2004)

strany nebo jiné zájmové skupiny) mohou využívat politickou moc k tomu, aby nasměrovaly redistribuci k sobě nebo svým podporovatelům. Jedním z faktorů jsou volební pravidla. Proporcionální systém teoreticky vede k vyšší redistribuci, protože vítězná strana musí získat větší procento všech hlasů, tzn. musí se zavděčit většímu počtu voličů, zatímco ve většinovém systému stačí k absolutnímu vítězství pouze 25% hlasů (50% hlasů v 50% volebních obvodech). Tento závěr byl potvrzen i empiricky3. Dalším faktorem jsou ideologické základy vlády. Podle teorie reprezentují levicové strany zejména voliče s nižšími příjmy, zatímco pravicové spíše voliče s vyššími příjmy. Protože voliči s nižšími příjmy preferují vyšší redistribuci (viz výše), mají levicové vlády tendenci k větším transferům od bohatých k chudým. Výsledky empirických studií na toto téma jsou ale různé. Voliči se liší nejen příjmy, ale i ideologií. Ne všichni voliči s nízkými příjmy musí automaticky podporovat vyšší redistribuci a naopak. Levicové strany pak mohou usilovat o hlasy těch voličů s vysokými příjmy, kteří sdílejí jejich ideologii, a to pomocí určitých ústupků ohledně rozsahu redistribuce. Preference voličů také nemusí záviset jen na aktuálním příjmu, ale mohou reflektovat očekávání ohledně budoucích příjmů, nebo vztah k riziku ztráty zaměstnání.

3

Metodologie a data

3.1

Měření nerovnosti a redistribuce

Nejpoužívanějším ukazatelem nerovnosti je Gini koeficient. Problémem pro mezinárodní srovnání je skutečnost, že existuje několik různých výpočtů, založených na rozdílných předpokladech. Je potřeba rozlišovat Gini koeficienty získané na základě příjmů a na základě výdajů, koeficienty konstruované podle jednotlivců a podle domácností, koeficienty založené na příjmech před zdaněním nebo po zdanění atd. Vzniká zde trade-off mezi množstvím a kvalitou dat. Pokud chceme používat konzistentní data (tzn. pouze srovnatelné koeficienty), musíme se vždy vzdát nezanedbatelného množství pozorování. Výhodou Gini koeficientu je nezávislost na velikosti ekonomiky, ekonomické vyspělosti a velikosti populace. Nevýhodou je, že země se stejnou hodnotou koeficientu mohou mít výrazně odlišnou distribuci příjmů (průběh Lorenzovy křivky). Dále není možné průměrovat hodnoty získané z různých datasetů4. Nerovnost lze měřit i prostřednictvím relativních podílů na celkových příjmech. Jednotlivci (domácnosti) se seřadí podle příjmů a nerovnost je vyjádřena pomocí podílů zvolených kvantilů na celkových příjmech. Výhodou vyjádření nerovnosti pomocí relativních podílů na celkových příjmech je použitelnost pro testování hypotézy mediánového voliče. Nevýhodou je nedostatek kvalitních dat. 3 např. Persson, Tabellini (2004) 4 kdybychom v extrémním případě počítali Gini koeficient pro všechny jednotlivce, vyšla by jeho průměrná hodnota v celé ekonomice rovna 0

Redistribuce je měřena několika způsoby. Obvykle se používají objem vládních transferů (buď centrální vlády, nebo souhrnný objem sociálních transferů na všech vládních úrovních), nebo podíl výdajů na sociální zabezpečení a vzdělávání na HDP. Ukazatel objemu transferů ale může vést k zavádějícím výsledkům. Transfery jsou totiž značně nedokonalým měřítkem redistribuce, a to hned z několika důvodů: (1) část transferů nemá primárně redistribuční účel, např. penze, (2) v případě transferů se stává, že plátci jsou totožní s příjemci5, (3) redistribuce může probíhat i jinou formou, než transfery, např. prostřednictvím veřejného poskytování privátních statků6, nebo přes příjmovou stranu veřejných rozpočtů. Metodologicky správnější by bylo kvantifikovat rozsah redistribuce pomocí prospěchu, který z ní plyne skupinám s nejnižšími příjmy. Prospěch z redistribuce lze měřit růstem podílu dané skupiny (např. dolního kvintilu, prvních tří decilů atd.) na celkových příjmech v důsledku redistribuce. Dále je potřeba definovat příjmy před zdaněním a redistribucí (faktorové příjmy). V databázích od rozličných institucí lze najít několik různých distribucí. Ačkoliv se nejčastěji používá ukazatel factor income, metodologicky nejsprávnější je používat tzv. factor P income, který k faktorovému příjmu připočítává penze. Důvodem je skutečnost, že penze nejsou transferem s primárně redistribučním účelem a jejich výše není přizpůsobována aktuální sociální situaci příjemců. Teoreticky je lze považovat za odloženou mzdu s omezenou redistribuční komponentou. Použití běžného faktorového příjmu pak význam redistribuce nadhodnocuje.

3.2

Dostupnost a kvalita dat

Fiskální data musí být kompatibilní, tzn. v jednom regresním modelu by se nemělo pracovat s daty z více zdrojů. Nejpoužívanější databáze jsou Government Finance Statistics (GFS) od Mezinárodního měnového fondu7 (data o sociálních výdajích) a System of National Accounts (SNA) od OSN8 (data o běžných transferech včetně těch, které nemají redistribuční účel). Podíly transferů na HDP, konstruované podle GFS a SNA, mají korelaci 0.959. Také zdrojů dat o distribuci příjmů se používá několik. Analýzy z konce 90.let nejčastěji pracují s datasetem Daininger a Squire10. Novější testy využívají World Income Inequality Database (WIID) od United Nations University a World Institute for Development and Economic Research (UNUWIDER)11, databázi United Nations Development Program (UNDP)12, nebo databázi Luxembourg 5 6 7 8 9 10 11 12

viz např. Borck (2007) viz např. Katsimi, Moutos (2004) metodologie viz http://www.imf.org metodologie viz http://unstats.un.org viz de Mello, Tiongson (2006) databáze obsahuje údaje distribuci příjmů pro 138 zemí za období 1890-1996, viz http://econ.worldbank.org viz http://www.wider.unu.edu/research/Database viz http://www.undp.org

Income Study (LIS)13. Ta obsahuje standardizovaná data, získaná z šetření mezi domácnostmi. Data z různých zemí jsou upravena tak, aby byla kompatibilní se sjednocenou definicí sledovaných veličin. Celkem je k dispozici rozdělení podle příjmů podle šesti různých distribucí14, tzn. databáze je vhodná i pro testování za použití alternativních metodologií. Nedostatkem je různý počet pozorování pro jednotlivé země, data jsou navíc aktualizována v nepravidelných, přibližně pětiletých intervalech. Kvalita dat je v případě nerovnosti obvykle horší, než u fiskálních dat. Je potřeba, aby data pocházela přímo z šetření mezi domácnostmi a aby pokrývala celou populaci. Data mohou mít původ jak na straně příjmů, tak na straně výdajů. Distribuce příjmů ale bývá zkreslená, protože domácnosti mohou mít nedeklarované nebo nepeněžní příjmy. Kromě toho není jasně dáno, jaké příjmy by se měly používat. Korelace údajů z jednotlivých databází je ale poměrně vysoká, což limituje ztrátu spolehlivosti výpočtů při použití různých zdrojů. Dobrá je i korelace údajů získaných z příjmových a z výdajových ukazatelů. Modely vyžadují i zahrnutí dodatečných proměnných, zejména podíl populace starší 65 let, HDP na obyvatele, a ukazatelů kapitálového trhu15. Opět je potřeba používat jednotné zdroje, např. World Development Indicators od Světové banky.

3.3

Klasifikace politických systémů

Efekt politických institucí na fiskální proměnné bývá obvykle zkoumán pouze v demokratických systémech16. Otázkou je, co je to demokratický systém a jak ho lze odlišit od nedemokratického. K tomuto účelu slouží různé kompozitní indexy, které hodnotí vybrané kvalitativní aspekty demokracie. Často se využívá dvojice Gastil indexů17. Zde je vhodné použití prostého průměru indexového páru. Za demokratické pak lze považovat takové země, v nichž tento průměr během sledovaného období nepřekročil nějakou (subjektivně stanovenou) maximální hodnotu18. Dalším používaným indikátorem je polity index19, který sestavuje Center for International Development and Conflict Management.

13 viz http://www.lisproject.org 14 faktorový příjem, faktorový P příjem (faktorový příjem + penze), hrubý příjem, disponibilní příjem – řazení domácností podle disponibilního příjmu, disponibilní příjem – řazení domácností podle faktorového příjmu, disponibilní příjem – řazení domácností podle faktorového P příjmu 15 obvykle se používá objem domácích úvěrů, objem úvěrů soukromému sektoru a podíl agregátu M2 na HDP, viz např. de Mello, Tiongson (2006) 16 v autoritativních režimech může vláda ignorovat preference populace, tzn. redistribuce nemusí být přizpůsobována nerovnosti 17 Gastil index of political rights a Gastil index of civil liberties. Indexy nabývají hodnoty 1 až 7, kde 1 je “největší“ demokracie. 18 např. Persson a Tabellini (2004) používají jako limitní hodnotu průměr 5 19 skóre od -10 do +10, vyšší skóre znamená silnější demokracii. Aktuální verzí je Polity IV Score, viz http://www.systemicpeace.org/polity/polity4.htm

Dále lze zkoumat důsledky alternativních konstitučních pravidel. Politické instituce zahrnují dvě hlavní kategorie – volební pravidla a formu vlády. Volební pravidla představují systém, jehož pomocí jsou hlasy voličů přepočítány na místa ve volených institucích. Kromě přepočtu hlasů na křesla zahrnují i řadu dalších relevantních faktorů, jako jsou velikost volebních obvodů, pravidla výběru kandidátů, pravidla jejich chování v úřadě aj. Formou vlády se rozumí zejména to, zda je v zemi prezidentský nebo parlamentní systém. Důležitá je i otázka rozdělení pravomocí mezi centrální a lokální vlády, pravomoci parlamentu a exekutivy, prostor pro přímou demokracii a další. V praxi tedy neexistují pouze dva jednoznačně definované volební systémy (čistě většinový a čistě proporcionální) a dvě možné formy vlády (čistě parlamentní demokracie a čistě prezidentská demokracie), ale velké množství různých kombinací. Otázkou pak je, do které skupiny a podle jakého kritéria tyto kombinace zařadit20. Kromě základních konstitučních pravidel lze zkoumat efekty řady dalších aspektů politického systému, např. počtu stran ve vládě, základní politické orientace vlády aj. Hlavně starší analýzy vycházejí z předpokladu vzájemné nezávislosti jednotlivých faktorů, ale tyto proměnné jsou podle nejnovějších studií spíše endogenní21.

3.4

Přístupy ke konstrukci modelů

K měření vlivu redistribuce na nerovnost se obvykle používají klasické regresní modely. Závislou proměnnou je obvykle nějaká míra redistribuce – nejčastěji podíl transferů na HDP. Mezi nezávislé proměnné patří míra nerovnosti (Gini koeficient nebo relativní podíl vybraného kvantilu na celkových příjmech), HDP na obyvatele, podíl populace starší 65 let na celkové populaci a nějaká politická proměnná. Tradiční model má tvar Ti / Yi = a0 + a1 Ii + a2 Ci + ui ,

(1)

kde T vyjadřuje objem vládních redistribučních transferů jednotlivcům22, Y značí HDP, I míru nerovnosti, C vektor dalších kontrolních proměnných, u chybu a i identifikaci dané země. Za předpokladu nelinearity vztahu redistribuce a nerovnosti má rovnice tvar Ti / Yi = a0 + a1 Ii + a2 Ii2 + a3 Ci + ui ,

(2)

20 Persson a Tabellini (2004) považují za prezidentské ty systémy, kde vláda není odpovědná legislativě (prostřednictvím ústavního požadavku vyslovení důvěry). Tento aspekt je důležitější, než přímá volba prezidenta. Proto je např. Francie, kde se prezident volí přímo, považována za parlamentní demokracii. Naopak Švýcarsko je prezidentskou demokracií i přesto, že tu není přímo volený prezident. Zjednodušení je třeba i v případě volebního systému. Za většinové jsou zpravidla označeny systémy, v nichž je používáno výhradně většinové pravidlo, tzn. kombinované systémy jsou považovány za proporcionální. Jako hlavní charakteristiku volebního systému lze použít i velikost volebních obvodů, tzn. jak velký podíl míst v zákonodárném sboru je zvolen v průměrně velkém obvodu. Velikost obvodů má totiž teoreticky i empiricky podobné fiskální dopady, jako volební pravidla. 21 např. majoritní volební pravidlo je tradičně spojeno s malým počtem stran ve vládě (většinou pouze jednou), zatímco pro proporcionální systémy jsou charakteristické koaliční vlády 22 případně podíl sociálních výdajů na HDP

kde a0 ≠ 0, a1 < 0 a a2 > 0. Rovnice (1) a (2) přímo nevyjadřují determinanty nerovnosti, a tak je můžeme převést do tvaru Ii = α0 + α1 Mi + α2 Ci +ei ,

(3)

kde M označuje proměnnou popisující vývoj kapitálového trhu. Předpokládáme, že α1 < 0. K odhadu parametrů se používá buď standardní metoda OLS, nebo Tobit, který je verzí probit modelu. Odhad pomocí OLS je sice mnohem častější, ale v nejnovějších testech je preferován Tobit model, protože je kompatibilní s nezáporností podílu transferů na HDP. Data o distribuci příjmů totiž obvykle tvoří tzv. censored sample, protože údaje bývají k dispozici jen pro některá pozorování23. Tobit model má tvar Yi = β1 + β2 X2i + ... + ui pro pravou stranu > 0,

(4)

Yi = 0 pro ostatní případy. Pro tento typ datasetů by byl odhad parametrů pomocí OLS zkreslený a nekonzistentní, proto se používá MLE nebo Heckmanova procedura24. Teoreticky by bylo vhodné využití panelové regrese25. Tato možnost je ale omezena dostupností dat, protože údaje o distribuci příjmů jsou získávány v několikaletých, často nepravidelných intervalech. Tradiční metodologie ale bývá předmětem kritiky. Např. Milanovic (2000)26 uvádí dva důvody, proč starší testy vedou k zavádějícím výsledkům: (1) mezi vysvětlujícími proměnnými je nerovnost příjmu po zdanění a transferech, což je nelogické, protože o optimální míře zdanění a transferů se lidé rozhodují na základě svých příjmů před zdaněním27, (2) je metodologicky nesprávné používat podíl transferů na HDP jako závislou proměnnou, protože nejde o výsledný podíl transferů na HDP, ale o míru přerozdělování pomocí daní a transferů. Ve společnostech s vysokými daněmi mohou být plátci i příjemci totožní, tzn. je možné, že v zemi s vysokým podílem transferů na HDP je poměrně malá redistribuce28. Celkový rozsah transferů není věrným ukazatelem míry redistribuce. Podstatné je, jak se zvýší podíl chudých na celkových disponibilních příjmech v důsledku redistribuce. Pokud bychom měli problém formalizovat, tak starší analýzy sledovaly funkci

23 např. pokud bychom modelovali vztah výdajů na nové bydlení vzhledem k vybraným socioekonomickým veličinám, měli bychom data o těchto výdajích pouze u jedinců, kteří si koupili nový byt nebo dům. 24 viz např. Baltagi (2008) 25 parametry pak mají také časovou dimenzi, tzn. modely jsou ve tvaru Yit = β1i + β2i X2it + β3i X3it +...+ uit, kde β1i můžeme brát jako fixní (fixed effect model), nebo jako β1i = β1 + εi , kde εi je náhodné (random effect model) 26 tato studie je aktuální i přesto, že vznikla už v roce 2000, protože počet dostupných pozorování v použité databázi LIS se od té doby příliš nezvýšil 27 nemohou o optimálním přerozdělování rozhodovat na základě distribuce, která vzejde až z tohoto jejich rozhodnutí (tzn. je až jeho důsledkem). Ve skutečnosti mají nějaký příjem, a až podle něj se rozhodují o optimální míře zdanění a transferů. 28 taková situace je např. v Rakousku nebo Německu. Podle některých výzkumů je dokonce největším příjemcem transferů střední třída.

T = f (Id, Z),

(5)

kde T značí daně (nebo sociální transfery) v relaci k HDP, Id vyjadřuje index nerovnosti disponibilního důchodu, a Z ostatní relevantní veličiny (charakteristiky politického systému, procento populace nad 65 let aj.). Podle Milanovice je podstatná funkce R = f (Im, Z),

(6)

kde R označuje index redistribuce a Im index nerovnosti příjmů před zdaněním a transfery. Cílem je tedy sledovat redistribuci jako funkci nerovnosti faktorových příjmů.

4

Výsledky empirických testů

4.1

Vliv nerovnosti na redistribuci

Bénabou (2000) využil k vysvětlení vztahu nerovnosti a redistribuce model politické participace29. Jeho cílem bylo zjistit, ve kterém percentilu podle distribuce příjmu se nachází rozhodující volič. Podle výsledků lidé s nejvyššími příjmy skutečně nejvíce přispívají na volební kampaně30. V případě, že by jedinou formou politického vlivu bylo hlasování, nacházel by se rozhodující volič v 55.5 percentilu. Pokud by jedinou formou politického vlivu byly příspěvky na volební kampaně, byl by rozhodující volič v 73.6 percentilu. Pokud bychom oba vlivy zprůměrovali, byl by rozhodující volič přibližně v 65 percentilu, tzn. měl by vyšší než průměrný příjem. Důsledkem bude redistribuce opačným směrem, tzn. od chudých k bohatým. Celkový rozsah redistribuce pak bude nižší, než implikuje RRMR model. Model politické participace tedy ukazuje, že míra redistribuce nemusí nutně být rostoucí funkcí nerovnosti. Dalším argumentem je, že všichni s nižším než průměrným příjmem nemusí být zastánci vyšší redistribuce. Důvodem může být očekávání vyšších příjmů v budoucnu (za předpokladu, že redistribuce vykazuje dostatečnou stabilitu). Jednotlivci jsou pak proti redistribuci v případě, že jejich budoucí příjem je rostoucí funkcí současného příjmu. Redistribuce je tedy limitovaná (1) stabilitou volebních výsledků, (2) možností voličů dostat se do vyšší příjmové kategorie, (3) prozíravostí a obezřetností voličů. Vyšší nerovnost pak nemusí nutně implikovat vyšší redistribuci. Na druhé straně existují důvody pro to, aby redistribuce byla vyšší, než je predikováno RRMR modelem. Teoreticky je možné, že se někteří voliči zajímají nejen o svůj vlastní prospěch, ale i o

29 model politické participace popisuje efekt politické participace na výsledek politických procesů. Např. Rosenstone a Hansen (1993) dospěli jeho pomocí k závěru, že lidé s vysokými příjmy mají obecně vyšší stupeň politické participace, a v důsledku mají větší vliv na výsledné politiky, včetně politiky přerozdělování. 30 např. v USA se 5% nejbohatších voličů podílí 16.3% na příspěvcích na kampaně, naopak podíl nejchudších je zanedbatelný

situaci ostatních. Kromě altruismu je důležitým aspektem sociálních preferencí averze k nerovnosti. Ta je způsobena averzí k riziku, např. v souvislosti s vnímáním rizika budoucí nezaměstnanosti, hlavně u starších lidí s nižšími příjmy, kteří nemají potenciál k posunu do vyšších příjmových kategorií31. De Mello a Tiongson (2006) dospěli k závěru, že vyšší nerovnost je spojena s nižší redistribuci. K ověření výsledků použili databáze GFS i SNA a několik rozdílných definic redistribuce. Vztah nerovnosti a redistribuce je kladný a signifikantní. Regresní koeficienty při odhadu pomocí Tobit modelu jsou vyšší než při použití OLS. HDP na obyvatele je s redistribucí pozitivně korelovaný. Znamená to, že země, kde by byla redistribuce nejvíce žádoucí (tzn. země s nízkým HDP a vysokou nerovností), obecně redistribuují méně. Také za předpokladu nelinearity32 vychází vztah nerovnosti a redistribuce signifikantní a negativní. Podezření, že vztah nerovnosti a redistribuce je zkreslený bohatými zeměmi s rozsáhlým sociálním systémem, bylo vyloučeno samostatnými regresemi pro skupinu bohatých a chudých zemí33. Negativní vztah nerovnosti a redistribuce platí jak pro bohaté, tak pro chudé země34. Koeficienty u bohatých zemí jsou však vyšší, a to bez ohledu na použitou definici redistribuce a metodu odhadu parametrů. Dalším potenciálním zdrojem zkreslení by mohly být významné rozdíly ve výchozí úrovni nerovnosti. Proto byly provedeny samostatné regrese pro země s vysokou a nízkou výchozí hodnotou Gini koeficientu. U zemí s nízkou výchozí nerovností (Gini koeficient pod 0.36) vyšel koeficient u indikátoru nerovnosti šestkrát vyšší, tzn. vlády v těchto zemích redistribuují méně. Případné vynechání demografické proměnné (podíl populace starší 65 let) vede k přecenění efektu nerovnosti na redistribuci.

4.2

Vliv redistribuce na nerovnost

Milanovic (2000)35 pracoval s daty z databáze LIS. Celkem šlo o 79 pozorování pro 24 zemí. Vstupními údaji byly průměrné příjmy na hlavu podle šesti různých distribucí podle decilů. Postup výpočtů byl následující: (1) pro každou ze šesti distribucí byl vypočítán Gini koeficient, následně byl zjištěn rozdíl Gini koeficientů pro faktorový a disponibilní příjem (čím je tento rozdíl vyšší, tím více transfery přispívají ke snížení nerovnosti), (2) pomocí nárůstu podílů jednotlivých decilů na celkových příjmech bylo zjištěno, které skupiny z redistribuce nejvíce profitují. V průměru je Gini koeficient po redistribuci o 14 bodů nižší, tzn. přibližně 1/3 rozdílu ve faktorových příjmech je odstraněna přerozdělením. Většina této redukce je důsledkem hotovostních 31 32 33 34 35

viz např. Othake a Tumioka (2004) viz rovnice (2) jako hranice pro rozdělení na chudé a bohaté země byl použit mediánový HDP na obyvatele spolehlivost výsledku je ale nižší, protože rozdělením datasetů byl ztracen významný počet pozorování tato studie je aktuální i přesto, že vznikla už v roce 2000, protože počet dostupných pozorování v použité databázi LIS se od té doby příliš nezvýšil (přibyla pouze jedna vlna pozorování pro sledované země).

transferů (7.8 bodu), průměrný rozsah redukce v důsledku progresivity přímých osobních daní byl 6.3 bodu. Zisk prvního decilu (10% populace s nejnižšími příjmy) z redistribuce je v průměru 5.7 procentních bodů36, zisk druhého decilu pak 4 procentní body. Zisk dalších decilů postupně klesá. U pátého decilu se rovná nule, u dalších decilů je záporný. Po očištění o vliv penzí se rozsah redistribuce zredukuje přibližně o polovinu. Průměrný podíl dolního kvintilu na celkových příjmech vzrostl díky redistribuci o 4.25 procentního bodu. Důležité je, že zisk z redistribuce se takto výrazně snížil pouze u prvních tří decilů. U čtvrtého decilu zůstal téměř stejný a u pátého decilu se zvýšil. Výsledky ukazují, že význam redistribuce je často přeceňován. Příčinou bývá vliv penzí, protože jejich příjemci jsou zpravidla v dolních decilech a penze je pro ně hlavním příjmem, tzn. redistribucí (penzí) si výrazně polepší. V důsledku je pak procentní zisk dolních decilů z redistribuce vysoký. Země s vyšším procentem příjemců penzí pak bude mít (za jinak stejných podmínek) zdánlivě vyšší redistribuci. Autorova metodologie odhalila o přerozdělování několik nových informací. Například nejvýraznější pokles zisku dolního kvintilu37 je u zemí, které si redistribuci velmi zakládají (Francie, Německo, Itálie). Naopak za vlády M. Tchatcherové ve Spojeném království došlo sice ke snížení poměru sociálních transferů a HDP, ale podíl prvního decilu na celkových příjmech se výrazně zvýšil. Podobný vývoj byl ve Švédsku v 90.letech. Tyto příklady jsou kompatibilní se závěry některých teoretických analýz38, podle nichž omezení transferů nemusí znamenat zhoršení sociální situace nízkopříjmových skupin. Dále byl testován vliv nerovnosti na zisk jednotlivých příjmových skupin z redistribuce. Základním principem testování je sledování nárůstu podílu chudých na celkových příjmech v případě, že přejdeme z faktorového příjmu (včetně penzí) na disponibilní příjem. Vysvětlovaná proměnná představuje nárůst podílů dolního kvintilu (nebo poloviny). Hypotézou je, že tyto nárůsty jsou s růstem nerovnosti faktorového příjmu kladné. Regresní koeficienty u vysvětlující proměnné (ukazatel nerovnosti) vyšly vždy kladné, přičemž všechny výsledky jsou signifikantní na 1% hladině významnosti. Hypotéza o vztahu nerovnosti a redistribuce tedy byla potvrzena. Pokud uvažujeme prostý faktorový příjem (bez penzí), zvyšuje každý Gini bod faktorové nerovnosti zisk dolní poloviny z redistribuce o 0.65 p.b. Zisk podílu dolního kvintilu je přibližně poloviční proti zisku dolní poloviny. Pro dolní polovinu platí, že pokles podílu na celkových faktorových příjmech o 1 p.b. vede k redistribuci, která zvyšuje její podíl na disponibilním příjmu o 1 p.b., tzn. redistribuce přesně kompenzuje pokles podílu na celkových příjmech. Chudší polovina v zemi s vyšší faktorovou nerovností tedy bude mít po redistribuci stejný 36 průměrný podíl prvního decilu na celkových příjmech vzrostl z 0.3% na 6% 37 tzn. snížení nárůstu podílu na celkových příjmech v důsledku přičtení penzí k faktorovým příjmům 38 např. Tanzi, Schuknecht (2005)

podíl na disponibilním příjmu, jako v zemi s nižší nerovností. Pro dolní kvintil platí, že pokles jeho podílu na faktorových příjmech o 1 p.b. znamená zvýšení podílu na disponibilním příjmu v důsledku transferů o 1.39 p.b. Skupina velmi chudých tak má pokles podílu na faktorových příjmech více než kompenzován redistribucí. Čím horší je jejich výchozí situace, tím lepší je jejich relativní výsledek po redistribuci. Uvažujeme-li faktorové příjmy včetně penzí, znaménka u regresních koeficientů se nemění, ale výrazně se snižuje spolehlivost výsledků (klesá R2). Výsledek ukazuje, že skutečný efekt transferů velmi chudým na jejich disponibilní příjem je asi 70% v porovnání se situací, kdy do faktorových příjmů nezapočítáváme penze39. Autoři, kteří považují penze za redistribuční transfer, docházejí k závěru, že efekt redistribuce na snižování nerovnosti je mnohem větší. Jacobs (2000) pomocí komparativní analýzy čtyř zemí ukazuje, že díky transferům ve Velké Británii dochází ke snížení nerovnosti o 21 Gini bodů, zatímco v Japonsku pouze o 7, na Taiwanu o 3 a v Koreji o 2 Gini body. Podíl transferů na hrubém národním příjmu v Británii byl přitom pouze dvakrát vyšší, než v Japonsku. Jestliže by autor použil stejnou metodologii, jako Milanovic, snížila by redistribuce nerovnost v Británii pouze o 12 Gini bodů. Analýza však vyznívá tak, že v zemích s velmi malou redistribucí sice může být nízká nerovnost, ale pomocí redistribuce lze nerovnost výrazně omezit. Borck (2007) se zabývá úspěšností redistribuce při dosahování jejího hlavního cíle – zmírnění důsledků nerovnosti pro nízkopříjmové skupiny. Tato práce dobře doplňuje Milanovicovu analýzu. Jestliže v řadě zemí platí, že redistribuce přináší nejchudším skupinám relativní malý prospěch, musí transfery plynout někam jinam. Borck ukazuje, že redistribuce nemusí nutně vést od bohatých k chudým. Za předpokladu, že politická moc roste spolu s příjmem40, může redistribuce naopak směřovat od chudých k bohatým. Vláda také může redistribuovat prostřednictvím poskytování veřejných (nebo dokonce soukromých) statků, ze kterých disproporčně profitují bohatí41, nebo poskytováním některých daňových úlev42. Borck nabízí dvě možná vysvětlení: (1) bohatí jsou schopni lépe využívat politickou moc k vlastnímu prospěchu, (2) RRMR model platí jen pro určité typy transferů (hlavně adresné hotovostní transfery), naopak transfery formou poskytování určitých služeb jsou výhodné pro bohaté. Duncan a Sabirianova Peter (2008) se zabývali vztahem nepřímé redistribuce a nerovnosti. Dospěli k závěru, že progresivita zdanění snižuje nerovnost příjmů (rozdíl Gini koeficientů pro disponibilní a pro faktorový příjem), ale na omezení tzv. skutečné nerovnosti (měřené pomocí Gini 39 pokles podílu na celkových příjmech o 1 p.b. má za následek redistribuci, která vede ke zvýšení podílu na celkových příjmech o 0.93 p.b. (oproti 1.39 p.b. v případě, kdy k faktorovým příjmům nepřipočítáváme penze) 40 podrobněji se tímto předpokladem zabývá např. Bénabou (2000) 41 např. financováním veřejných univerzit, na kterých studují lidé, kteří by jinak mohli platit školné na soukromých univerzitách 42 ty mohou být nastaveny tak, že střední třída participuje na jejich nákladech, ale ne na benefitech

koeficientu, založeného na spotřebních výdajích) má mnohem slabší vliv. Efekt je tím slabší, čím hůře v dané zemi fungují demokratické instituce a čím horší je daňová morálka. Výsledky této práce jsou tedy v souladu s výše uvedenou hypotézou, že skutečný efekt redistribuce na snížení nerovnosti bývá obvykle přeceňován. Následující tabulka navazuje na zmiňované analýzy Milanovic (2000) a Borck (2007). Přírůstek podílu prvního kvintilu na celkových příjmech v poměru k nepenzijním transferům v podstatě ukazuje, jaký užitek přináší redistribuce skupině velmi chudých (důležité nejsou hodnoty, ale srovnání mezi zeměmi). Čím je tento podíl vyšší, tím jsou transfery lépe cílené. Jestliže k faktorovým příjmům připočteme penze, zisk nejchudších 20% populace z redistribuce nejvíce klesne ve Francii, Itálii a Německu. Tyto země potvrzují Borckův závěr, že redistribuce často nesměřuje od bohatých k chudým. Tabulka 1

Průměrný zisk dolního kvintilu z nepenzijních transferů (data pro vybrané země z tzv. IV.vlny šetření LIS z období 1994-97) růst podílu prvního kvintilu na celkových příjmech v důsledku redistribuce [p.b.] factor income

factor P income

ztráta zisku prvního kvintilu v důsledku započítání penzí [p.b.]

nepenzijní sociální transfery [% HDP]

průměrný zisk prvního kvintilu z nepenzijních transferů (zisk z redistribuce / podíl transferů na HDP) [p.b.] factor P income

Francie

14,99

3,80

11,19

16,73%

0,2271

Itálie

12,70

1,60

11,10

12,27%

0,1304

Německo

14,37

3,68

10,69

16,23%

0,2267

Polsko

17,09

8,07

9,02

15,80%

0,5108

Belgie

13,74

5,79

7,95

20,34%

0,2847

Švédsko

13,43

7,77

5,66

23,08%

0,3367

Norsko

10,73

5,51

5,22

18,88%

0,2918

Nizozemsko

10,63

6,13

4,50

19,98%

0,3068

Dánsko

12,52

8,74

3,78

22,04%

0,3966

Kanada

7,81

4,42

3,39

15,66%

0,2822

USA

5,25

2,16

3,09

9,61%

0,2248

Austrálie

8,25

5,89

2,36

12,70%

0,4638

UK

8,78

6,77

2,01

14,96%

0,4525

Finsko

8,50

6,76

1,74

22,50%

0,3004

Zdroj: Milanovic (2000), vlastní výpočty. Data: Luxembourg Income Study, OECD Social Expenditure Database (SOCX) Zajímavý je bližší pohled na vývoj ve Spojeném království v první polovině 80.let. Ministerská předsedkyně M.Tchatcherové byla za své reformy kritizována s tím, že jsou sociálně necitlivé. Data ale jednoznačně ukazují, že právě v období její vlády došlo k největšímu zlepšení relativní situace nejchudších skupin obyvatelstva, a Spojené království se stalo zemí s jednou z nejlépe cílených redistribucí.

Tabulka 2

Změna průměrného zisku dolního kvintilu z redistribuce ve Spojeném království v období 1979-86 růst podílu prvního kvintilu na celkových příjmech v důsledku redistribuce [p.b.] factor income

factor P income

ztráta zisku prvního kvintilu v důsledku započítání penzí [p.b.]

(sociální transfery-penze) / HDP

průměrný zisk prvního kvintilu z nepenzijních transferů (zisk z redistribuce / podíl transferů na HDP) [p.b.] factor P income

UK 1979

9,31

4,29

5,02

12,42%

0,3454

UK 1986

10,30

6,70

3,60

15,20%

0,4408

Zdroj: Milanovic (2000), vlastní výpočty. Data: Luxembourg Income Study, OECD Social Expenditure Database (SOCX)

5

Závěr

Efekt redistribuce na snížení nerovnosti je měřitelný pomocí dvou ukazatelů: (1) rozdílu Gini koeficientu před a po redistribuci, (2) změny relativního podílu vybrané skupiny populace na celkovém příjmu. Pro výsledek je rozhodující metodologie, zejména volba definice jednotlivých proměnných. Redistribuce nerovnost prokazatelně snižuje, ale její význam je ve většině testů nadhodnocený započítáním penzí mezi redistribuční transfery. Penze přitom představují spíše odloženou mzdu s omezenou redistribuční komponentou. Pro většinu příjemců jsou jejich jediným příjmem, a ti proto patří do skupin s nejnižšími příjmy. Zlepšení jejich situace v důsledku redistribuce je pak obrovské. Jestliže k příjmům před redistribucí přičteme penze, prospěch nízkopříjmových skupin z redistribuce se výrazně sníží. Penze nadhodnocují efekt redistribuce hlavně v tradičních státech blahobytu, jako jsou Francie, Itálie, nebo Německo. Tyto země potvrzují hypotézu, že ve skutečnosti transfery často směřují od střední třídy zpět ke střední třídě, tzn. příjemci jsou totožní s plátci. Naopak příkladem země s relativně malou, ale dobře cílenou redistribucí, je Spojené království. Získané výsledky a popsanou metodologii lze dále využít jak v teorii, tak v praxi. Nepřesvědčivé účinky na omezení nerovnosti a nedostatek empirických důkazů pro hypotézu mediánového voliče otevírají prostor pro teoretickou analýzu jiných vysvětlení redistribuce, zejména redistribuce jako objektu dobývání renty. Poznatky jsou zajímavé i pro praktické veřejné finance. Transfery s plánovaným redistribučním účinkem jednou z největších položek státních rozpočtů, a přestože jejich omezení představuje nepostradatelnou součást úspěšné fiskální konsolidace43, vlády se mu za každou cenu snaží vyhnout s tím, že by se nepřijatelně zhoršila situace nízkopříjmových skupin. Výše popsané analýzy ale vedou k poznání, že hlavně v západoevropských zemích existuje 43

např.podle analýzy von Hagen, Hallett, Strauch (2001) dosahovaly fiskální konsolidace, založené primárně na redukci sociálně citlivých výdajových položek, nejen výraznějšího efektu na deficit (ve srovnání s omezením investičních výdajů nebo růstem daňových příjmů ve stejné výši), ale také mnohem dlouhodobějšího účinku.

obrovský prostor pro úspory, který lze využít lepším cílením transferů, a to aniž by se současně snížil celkový efekt redistribuce na omezení nerovnosti.

Literatura Aghion, P., Alesina, A., Trebbi, F.: Chosing Electoral Rules: Theory and Evidence from US Cities. Harvard Institute of Economic Research Discussion Paper No.2065. Harvard University, Cambridge, MA., 2005. Alesina, A., Ardagna, S., Trebbi, F.: Who Adjusts and When? The Political Economy of Reforms. IMF Staff Papers, Vol.53, 2006. Alesina, A., Glaeser, E.: Fighting Poverty in the US and Europe? A World of Difference. Oxford University Press 2004. Baltagi, B.H.: Econometrics - 4th ed. Springer, Berlin 2008. Bassett, W.F., Burkett, J.P., Puttermann, L.: Income Distribution, Government Transfers, and the Problem of Unequal Influences. European Journal of Political Economy, Vol. 15, 1999. Bénabou, R.: Unequal Societies: Income Distribution and the Social Contract. American Economic Review, Vol. 90, 2000. Bernheim, B.D., Rangel, A.: Behavioral Public Economics: Welfare and Policy Analysis with Non-standard Decision Makers. NBER Working Paper No.11518. Cambridge, MA., National Bureau of Economic Research 2005. Besley, T., Persson, T.: Economic Approaches to Political Institutions. LSE, London 2006. [Online]: http://www.iies.su.se/~perssont/papers/Palgrave_Final061205-1.pdf Borck, R.: Voting, Inequality and Redistribution. Journal of Economic Surveys, Vol. 21, No. 1., 2007. Buti, M., van de Noord, P: Discretionary Fiscal Policy and Elections: The Experience of the Early Years of EMU. OECD Economics Department Working Paper No.351, 2003. Duncan, D., Sabirianova Peter, K.: Tax Progresivity and Income Inequality. Andrew Young School of Policy Studies Working Paper No. 08-26. Georgia State University 2008. [Online]: http://ssrn.com/abstract=1260860 Gradstein, M., Milanovic, B., Ying, Y.: Democracy and Income Inequality: An Empirical Analysis. CESifo Working Paper No. 411, 2001. Greene, W.H.: Econometric analysis - 6th ed. Pearson Prentice Hall, Upper Saddle River, NJ, 2008. von Hagen, J.: Fiscal Discipline and Growth in Euroland: Experiences with the Stability and Growth Pact. ZEI Working Paper No. B06-2003. von Hagen, J., Hallett, A.H., Strauch, R.: Budgetary Consolidations in Europe: Quality, Economic Conditions and Persistence. Material for the 14th NBER-CEPR-TCER Annual Conference "Issues in Fiscal Adjustment", held in Tokyo, December 13, 2001. Hamann, A.J., Prati, A.: Why Do So Many Disinflations Fail? The Importance of Luck, Timing and Political Institution. IMF Working Paper No. 02/228. Washington D.C., International Monetary Fund 2002. Jacobs, D.: Low Inequality with Low Redistribution? An Analysis of Income Distribution in Japan, South Korea and Taiwan compared to Britain. LSE STICERD Research Paper No. CASE033, 2000. [Online]: http://sticerd.lse.ac.uk/dps/case/cp/CASEpaper33.pdf

Katsimi, M., Moutos, T.: Inequality and Redistribution via the Public Provision of Private Goods. CESifo Working Paper No. 1121, 2004. [Online]: http://ssrn.com/abstract=511762 Klvačová, E., Malý, J., Mráček, K., Dostálová, I.: Fenomén dobývání renty a jeho vliv na české veřejné finance. Professional Publishing, Praha 2008. Kumhof, M., Yakadina, I.: Politically Optimal Fiscal Policy. IMF Working Paper No. WP/07/68. International Monetary Fund, Research Department 2007. Leigh, A.: Can Redistributive State Taxes Reduce Inequality? Centre for Economic Policy Research Discussion Paper No. 490. The Australian National University 2005. [Online]: http://ssrn.com/abstract=743546 de Mello, L., Tiongson, E.R.: Income Inequality and Redistributive Government Spending. Public Finance Review, Vol.34, No.3, 2006. Milanovic, B.: The Median-Voter Hypothesis, Income Inequality, and Income Redistribution: an Empirical Test with the Required Data. European Journal of Political Economy, Vol.16, 2000. Othake, F., Tomioka, J.: Who Supports Redistribution? The Institute of Social and Economic Research Discussion Paper No. 603. Osaka University 2004. [Online]: http://ssrn.com/abstract=554361 Persson, T., Tabellini, G.: Constitutions and Economic Policy. Journal of Economic Perspective, Vol.18, No.1., 2004. Persson, T., Tabellini, G.: Constitutional Rules and Fiscal Policy Outcomes. The American Economic Review, Vol.94, No.1, 2004. Persson, T., Tabellini, G.: Growth, Income Distribution, and Democracy: What the Data Say. Journal of Economic Growth, No.1, 1996. Persson, T., Tabellini, G.: Political Economy and Public Finance. NBER Working Paper No.7097. National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA., 1999. Tanzi, V., Schuknecht, L.: Reforming Public Expenditure in Industrialized Countries: Are There Trade-offs? ECB Working Paper No.435/2005. European Central Bank 2005.