Talousnobelisti Milton Friedman piti ”mahdollisuuksien tasa-arvoa” ensiarvoisena. Teoksessaan Capitalism and Freedom (1962), hän kirjoitti: ”Tarkastellaan kahta yhteiskuntaa, joissa vuositulojen jakauma on sama. Ensimmäisessä on paljon liikkuvuutta ja muutosta, jonka seurauksena perheiden asema tuloportaikossa vaihtuu voimakkaasti vuodesta toiseen. Toisessa taas asemat ovat jäykistyneet niin, että perheen asema säilyy samana vuodesta toiseen. Ensimmäisessä näistä yhteiskunnista eriarvoisuus on merkki dynamiikasta, sosiaalisesta liikkuvuudesta ja mahdollisuuksien tasa-arvosta, kun taas toisessa se on merkkinä luokkayhteiskunnasta.”
John Roemer (1998) on yrittänyt täsmentää mahdollisuuksien tasa-arvoa vetämällä rajaa oman toiminnan ja olosuhteiden vaikutuksen välille. Se, miten olosuhteiden luomat mahdollisuudet voidaan erottaa omien toimien ja valintojen vaikutuksesta, on vilkkaan keskustelun kohteena. Kysymys on vaikea varsinkin, jos sitä arvioidaan kausaliteetin näkökulmasta ja koko elinkaaren mitalta. Lisäksi edellisen sukupolven toiminta ja sattumat luovat dynastian jatkajien mahdollisuudet. Mahdollisuuksien tasa-arvo ja eriarvoisuuden minimointi voivat olla jopa ristiriidassa keskenään (Kanbur ja Stiglitz 2015).
Nancy Stokey (1998) kirjoitti: ”Paitsi eriarvoisuuden määrästä huolta kannetaan myös sen alkuperästä ja siksi tehdään ero mahdollisuuksien tasa-arvon ja lopputulemissa mitatun tasa-arvon välillä. Missä määrin on oikeutettua sanoa, että yhteiskuntamme tarjoaa yhtäläiset mahdollisuudet? Mistä me sen tiedämme? Itse otan sen kannan, että jos taloudellinen menestys on pitkälle ennustamaton perhetaustaa kuvaavien havaittujen ominaisuuksien perusteella, niin voimme väittää kohtuullisella varmuudella, että yhteiskunta takaa mahdollisuuksien tasa-arvon toteutumisen.” Tämä antaa pragmaattisen lähtökohdan empiiriselle työlle.
Miten on Suomessa?
Tutkin tulonjakoa Suomen Akatemian Strategisen Tutkimuksen Neuvoston rahoittamassa WIP-konsortiossa (Work Inequality and Public Policy, Työ, Tasa-arvo ja Julkisen vallan politiikka). Käytössämme on laaja 10 prosentin väestöostos Suomessa asuvasta väestöstä vuosina 1995–2012. Aineisto mahdollistaa henkilöiden tuloaseman seurannan 18 vuoden aikana. Vertaan seuraavassa nuorten, 1980–1982 syntyneiden aikuisten (vuonna 2011 29–31-vuotiaiden) asemaa heidän lapsuuskotinsa tuloasemaan. Tuloasema määritellään viiden vuoden (1995–1999) reaalisten, kotitalouden ekvivalenttien keskitulojen perusteella.[1] Nuorta aikuista kuvaavat muuttujat on laskettu vastaavasti vuosien 2011 ja 2012 keskiarvoina. Näillä rajauksilla käytössä on 17 000 havaintoa.
Esitettävät tulokset voivat toki riippua valinnoista. Suomessa viisi vuotta riittää hyvin vakiintuneen tuloaseman mittaamiseen. Rantala ja Suoniemi (2010) raportoivat, että keskituloissa mitatut tuloerot olivat viidessä vuodessa kaventuneet jo kahteen kolmasosaan siitä, mitä 10 vuoden keskiarvon käytöllä saadaan. Toisaalta vaikka tulojen vuosivaihtelun perusteella arvioitu tuloliikkuvuus on suurimmillaan nuorilla, 20–30-vuotiailla, niin 30 ikävuoden jälkeen tulot vakiintuvat ja liikkuvuus säilyy lähes vakiona aina eläköitymisikään asti (Rantala ja Suoniemi 2010; Suoniemi 2012). Lisäksi tulojen uudelleenjaon vaikutus tulonjakoon pysyy samana 30 ikävuoden jälkeen (Suoniemi 2012 ja 2016) aina eläkkeelle siirtymiseen asti (Rantala ja Suoniemi 2007). USA:n osalta vastaavaa tutkimusta mahdollisuuksien tasa-arvosta ovat tehneet Chetty et al. (2014), joiden aineistorajaukset ovat lähes samat.
Kuvio 1. Lasten ja vanhempien sijainnit tulojakaumassa
Kuvion käyrä esittää epäparametrista riippuvuussuhdetta (lokaali paraabelisovite, Cleveland 1979) lasten ja vanhempien tulojakaumien välillä. Kuvio perustuu syntymävuosien 1980-1982 kohorttiin ja vanhempien reaalisiin bruttotuloihin. Lasten tulot ovat keskiarvoja kotitalouden ekvivalenteista bruttotuloista vuosilta 2011-2012. Vanhempien tulot ovat keskiarvoja kotitalouden ekvivalenteista bruttotuloista vuosilta 1995-1999. Lasten sijainti on määritelty suhteessa syntymäkohortin muihin lapsiin ja vanhempien sijainti suhteessa muihin vanhempiin. Kulmakerroin ja viivasuora on estimoitu perusaineistosta PNS-menetelmällä ja kulmakertoimen estimaattorin keskivirhe on esitetty suluissa.
Kuviossa 1 on esitetty nuoren keskimääräinen tuloasema (prosenttipisteinä, pienituloisimmasta kaikkein suurituloisimpaan) ja lapsuuskotitalouden asema kotitalouden bruttotulojen perusteella. Jos lähtökohdilla ei olisi merkitystä, näkyisi kuviossa 50 prosenttipisteen korkeudella kulkeva vaakasuora viiva. Näin ei ole, vaan lapsuuskodin tuloasemalla on merkitystä lapsen myöhemmän tuloaseman kannalta. Riippuvuus näyttäytyy nousevana käyränä, joka on lähes suora viiva ainakin (20 ja 80 prosenttipisteiden välille määritellyn) keskiluokan osalla. Jakauman suurituloisessa päässä nousu jyrkkenee. Aineistoon sovitettu suora viiva saa kulmakertoimekseen 0,190.[2] Tämä kertoo siitä, että jos lähtöasema paranee 10 prosenttiyksiköllä (yhdellä tulokymmenyksellä), paranee lapsen tulosija keskimäärin 1,9 prosenttipistettä. Keskiluokan (prosenttipisteissä 20–80) rajoissa vaikutus keskimääräiseen tuloasemaan on noin 12 prosenttipistettä.
Chetty et al. (2014) esittävät mammuttiartikkelissaan vertailun, joka on aika lähellä tätä (kuvio 2). Ainoana erona on tulokäsite, joka heillä perustuu vanhempien verotusta edeltävään keskituloon vuosilta 1996–2000. Suomen tulonjakotilaston bruttotulot-käsite, joka perustuu tulonjakotutkimuksen kansainvälisiin suosituksiin, on tätä lähimpänä. Mutta kuten aina, vertailuja häiritsevät erot maiden vero- ja tulonsiirtojärjestelmissä.[3]
Kuvio 2. Mean Child Income Rank vs. Parent Income Rank in the U.S.
This figure present nonparametric binned scatter plots of the relationship between children’s and parent’s percentile income ranks. Figure is based on the core sample (1980-1982 birth cohorts) and baseline family income definitions for parents and children. Child income is the mean of 2011-2012 family income (when the child is approximately 30 years old), and parent income is mean family income from 1996 to 2000. Children are ranked relative to other children in their birth cohort, and parents are ranked relative to all other parents in the core sample. The circles plot the mean child percentile rank within each parent percentile rank bin. The slopes and best-fit lines are estimated using an OLS regression on the microdata for the United States. Standard errors are reported in parenthesis.
Oli, miten oli, kuviossa 2 esitetyn suoran kulmakerroin (0,341) on USA:ssa selvästi jyrkempi kuin Suomessa. Chetty et al. (2014) raportoivat Tanskan ja Kanadan osalta Suomeakin matalampia lukuarvoja, 0,160 ja 0,174.
Suomessa kulmakertoimen lukuarvo on lähes sama molemmille sukupuolille. Äidinkielen osalta eroja on, mutta ne eivät ole merkitseviä, sillä otoksessa havaintomäärät jäävät pieniksi. Tulojakauman siirtymätodennäköisyyksistä selviää, kuinka moni saavuttaa ns. amerikkalaisen unelman. Yhdysvalloissa alimmasta (vanhempien) tuloviidenneksestä päätyy ylimpään (lasten) viidennekseen 7,5 prosenttia. Suomessa vastaava luku on tätä suurempi, 13,3. Luku kasvaa siirryttäessä ylempiin tuloviidenneksiin. Yhdysvalloissa ylimmästä viidenneksestä ylimpään siirtyy 36,5 prosenttia, Suomessa 32,3.
Miksi tuloerot periytyvät?
Lahjoina ja perintöinä saadun varallisuuden lisäksi tuloerot ovat perua siitä, miten inhimillinen pääoma on karttunut. Erot alkavat jo geeniperimästä ja sikiövaiheesta jatkuen varhaislapsuuden kehityseroina ja vanhempien erilaisina panostuksina kasvatukseen. Onkin sanottu, että suurimmat virheet lapset tekevät valitessaan vanhempiaan.
Lapsuuskodin tarjoamien resurssien ja vanhempien koulutusinvestointien ohella myös julkisen vallan politiikka vaikuttaa. Kaikki riittävillä valmiuksilla varustetut nuoret eivät kouluttaudu, ellei julkista tukea ole saatavilla. Näin on, vaikka koulutus olisi keskimäärin kannattavaa. Köyhien perheiden lahjakkaat lapset eivät saa tukea vanhemmiltaan eivätkä pankit ole halukkaita myöntämään lainaa, jos niiden vakuutena ovat vain tulevat, epävarmat työtulot. Opiskelijat kaihtavat suuria lainoja eikä koulutuspääoman epävarmalle tuotolle ole osake- eikä vakuutusmarkkinoita. Opintojen päätyttyä sekä perhetausta että vanhempien suhteet ja kytkökset tai toisaalta äärimmillään syrjintä vaikuttavat siihen, mitä tuottoa koulutuksestaan saa.
Kuvio 3. Korkeakoulututkinnon keskimääräinen osuus ja vanhempien sijainti tulojakaumassa
Kuvion käyrä esittää epäparametrista riippuvuussuhdetta (lokaali paraabelisovite, Cleveland 1979) lasten korkeakoulututkinnon ja vanhempien tulojakaumien välillä. Kuvio perustuu syntymävuosien 1980-1982 kohorttiin ja vanhempien reaalituloihin. Lasten tutkinto on tutkintorekisteristä vuodelta 2012. Vanhempien tulot ovat keskiarvoja kotitalouden ekvivalenteista bruttotuloista vuosilta 1995-1999. Vanhempien sijainti on määritelty suhteessa muihin vanhempiin. Kulmakertoimet on estimoitu perusaineistosta PNS-menetelmällä ja kulmakertoimien estimaattorin keskivirhe on esitetty suluissa.
Kuviossa 3 on esitetty lapsuuden tuloaseman ja kouluttautumisen välinen yhteys. Tuloasema perustuu ekvivalentteihin bruttotuloihin vuosina 1995–1999. Kuviossa on esitetty keskimääräinen kouluttautumisaste, kun koulutusasteet ovat vähintään alempi ja vähintään ylempi korkeakoulututkinto. Näistä alemman korkeakoulututkinnon käyrä on korkeammalla tasolla ja sen kulmakerroin on jyrkempi. Vastaavan viivallisen esityksen kulmakerroin on 0,379. Tämä kertoo sen, että tulokymmenyksen parannus lähtökohdissa lisää alemman korkeakoulututkinnon keskimääräistä osuutta melkein neljällä prosenttiyksiköllä. Keskiluokan osalta yhteys on melkein viivallinen. Suurituloisessa päässä käyrän kulmakerroin jyrkkenee ja erityisen jyrkästi nousee ylemmän korkeakoulututkinnon osuus. Vastaavasti lähes 70 prosenttia alimman tuloviidenneksen lapsista jäi korkeakoulun ulkopuolelle. Kuvion perusteella voi kantaa huolta opintotukiuudistuksen vaikutuksesta eri lähtökohdista ponnistavien kouluttautumiseen (ks. kirjoittamani blogi). Kuviossa 4 kuvataan vastaavasti USA:n tilannetta (Chetty et al. 2014).
Kuvio 4. Gradient of College Attendance by Parent Rank
This figure present nonparametric binned scatter plots of the relationship between children’s college attendance rates versus parents’ percentile rank. Figure is based on the core sample (1980-1982 birth cohorts). Parent rank is defined based on mean family income from 1996 to 2000. The circles plot the fraction of children ever attending college between age 18-21 within each parent-income percentile bin. College attendance is defined as a presence of a 1098-T form filled by college on behalf of the student.
Koulutustason nousu heijastuu suoraan ansiotuloihin sekä palkkatason että pienemmän työttömyysriskin välityksellä. Kuviossa 5 on esitetty henkilön saamien (vuosien 2011–2012) keskimääräisten ansiotulojen määrä lapsuuskodin tuloaseman perusteella. Yhteys on selvä. Tuloaseman parantuminen 10 prosenttiyksiköllä lisää vuosiansioita keskimääräisesti 930 eurolla (vuoden 2012 rahassa), kun sitä arvioidaan viivasuoran perusteella. Tarkasteltaessa vastaavasti henkilön keskimääräisiä työkuukausia havaitaan, että niiden määrä nousee aina jakauman 80 prosenttipisteeseen asti, jonka jälkeen saavutetaan tasanne tai jopa lievää laskua työkuukausissa. Tämä viittaisi siihen, että ansiotuloissa havaittu kasvu on tämän kohdan oikealla puolella lähinnä palkkatason aiheuttamaa.
Kuvio 5. Lapsen keskimääräinen henkilökohtainen ansiotulo ja vanhempien sijainti tulojakaumassa
Kuvion käyrä esittää epäparametrista riippuvuussuhdetta (lokaali paraabelisovite, Cleveland 1979) lasten tulojen ja vanhempien tulojakaumien välillä. Kuvio perustuu syntymävuosien 1980-1982 kohorttiin ja lasten ja vanhempien reaalituloihin. Lasten tulot ovat keskiarvoja henkilökohtaisista ansiotuloista vuosilta 2011-2012. Vanhempien tulot ovat keskiarvoja kotitalouden ekvivalenteista bruttotuloista vuosilta 1995-1999. Vanhempien sijainti on määritelty suhteessa muihin vanhempiin. Kulmakerroin ja viivasuora on estimoitu perusaineistosta PNS-menetelmällä ja kulmakertoimen estimaattorin keskivirhe on esitetty suluissa.
Omaisuustuloissa vastaava yhteys poikkeaa voimakkaasti suorasta viivasta (kuvio 6. Mielenkiintoista on, että tulon nousu näkyy käytännössä vasta ylimmässä tulokymmenyksessä, mutta se on sitäkin voimakkaampi. Sitä, onko omaisuustulojen kasvu seurausta ansiotulojen muuntamisesta vai vanhempien varallisuuden siirrosta seuraavalle sukupolvelle, ei voida aineistosta päätellä. Tosin joillakin oli merkittäviä henkilökohtaisia osinkotuloja jo vuonna 1995, jolloin he olivat vasta 13–15-vuotiaita.
Kuvio 6. Lapsen keskimääräinen henkilökohtainen omaisuustulo ja vanhempien sijainti tulojakaumassa
Kuvion käyrä esittää epäparametrista riippuvuussuhdetta (lokaali paraabelisovite, Cleveland 1979) lasten tulojen ja vanhempien tulojakaumien välillä. Kuvio perustuu syntymävuosien 1980-1982 kohorttiin ja lasten ja vanhempien reaalituloihin. Lasten tulot ovat keskiarvoja henkilökohtaisista omaisuustuloista vuosilta 2011-2012. Vanhempien tulot ovat keskiarvoja kotitalouden ekvivalenteista bruttotuloista vuosilta 1995-1999. Vanhempien sijainti on määritelty suhteessa muihin vanhempiin. Kulmakerroin ja viivasuora on estimoitu perusaineistosta PNS-menetelmällä ja kulmakertoimen estimaattorin keskivirhe on esitetty suluissa.
Missä tasa-arvo lymyää, onko eroa alueiden välillä?
Chetty ym. (2014) tarkastelevat alueellisesti sukupolvien välistä liikkuvuutta USA:n 50 suurimman työssäkäyntialueen avulla. He määrittelevät aluetasolla absoluuttisen liikkuvuusmitan, joka perustuu valtakunnan tasolla mitattuihin sijainteihin tulojakaumissa. Mitta perustuu arvioon siitä, miten kauas lapsi keskimäärin yltää (lasten) tulojakaumassa, kun vanhempien lähtökohta on annettu. Ylöspäin kipuamisen mahdollisuutta he mittaavat valitsemalla lähtökohdaksi (vanhempien) tulojakauman alemman puoliskon keskikohdan (25. prosenttipiste). Lasten sijainnin arviointi perustuu aluetasolla (vanhempien asuinpaikka 1996) tehtyihin viivallisiin sovitteisiin. He havaitsevat, että USA:ssa on työssäkäyntialueita, joissa näin määritelty liikkuvuus on samaa luokkaa kuin Euroopassa. Salt Lake City, Utah, nousee listan kärkeen. Siellä keskimääräisen sijainnin ennuste on 46,2 prosenttipistettä; heikoin on Charlotte, Pohjois-Carolina, jossa vastaava luku on 35,8.[4]
Suomessa vastaavaa voidaan tehdä maakuntatasolla. Tosin havaintojen lukumäärä jää vähäisemmäksi. Suomen maakuntien välillä liikkuvuuden hajonta on pienempi kuin USA:n työssäkäyntialueiden välillä, mikä ei ole yllätys. Suomessa kärkeen nousee Etelä-Karjala (asuinpaikka vuonna 1995), jossa näin mitattu absoluuttinen liikkuvuus on 47,8 prosenttia. Silmiinpistävää on se, että myös tulojakauman sijalukujen välisen suoran kulmakerroin on Etelä-Karjalassa poikkeuksellisen loiva, arvonaan 0,074 (perustuen vain 423 havaintoon). Vanhempien tuloasemalla on siis Etelä-Karjalassa myös vähiten ennustuskykyä lapsen tuloasemaan. Muita maakuntia, joissa 47 prosenttipisteen raja ylittyy, ovat Kanta-Häme ja Pohjanmaa. Alimmiksi, prosenttipisteissä välille (43–44) jäävät Pirkanmaa, Pohjois-Pohjanmaa ja Lappi. Muut sijoittuvat välimaastoon. Koska meillä on käytössä vain 10 prosentin väestöotos, niin tilastollisesti merkitsevää eroa ei saada edes kärkijoukon ja häntäpään välille.[5]
Konsortiomme on osa Strategisen tutkimuksen neuvoston Tasa-arvoinen yhteiskunta -ohjelmaa. Esitetyt yksinkertaiset laskelmat antavat esimakua WIP-konsortion siitä osiosta, joka käsittelee eriarvoisuuden dynamiikkaa. Tutkimusta on aloitettu ja tehty myös toimeentuloon liittyvien riskien ja pysyväistulon mittaamisesta (Suoniemi 2016), verotuksen progressiivisuuden dynamiikasta, köyhyyden dynamiikasta sekä tulojakauman muiden osien (keskiluokka, huipputulot) dynaamisista tarkasteluista.
Viitteet
1 OECD:n määritelmään perustuva ekvivalenttitulo yhdenmukaistaa kotitaloudet kulutustarpeiden suhteen. Esimerkiksi kahden lapsettoman yhdessä asuvan aikuisen tapauksessa yhteenlasketut tulot jaetaan luvulla 1,5, ts. kaksi tulee toimeen yhdessä toimeen 25 % edullisemmin kuin erikseen.
2 Vastaava käytettävissä olevien rahatulojen perusteella arvioitu kulmakerroin (0,176) on aavistuksen verran loivempi kuin bruttotuloille saatu. Näille tulokäsitteille tulee eroa kulmakertoimissa vain, jos verotus muuttaa tulojakauman järjestystä. Uudelleenjärjestystä mittaava verotuksen horisontaalinen eriarvoisuus on Suomessa suhteellisen pientä, eikä se ole kasvanut edes pääomatulojen verotuksen eriyttämisen jälkeen (Riihelä ym. 2008).
3 Uudelleenjako vaikuttaa myös epäsuorasti siihen, miten uudelleenjakoa edeltävä tulo jakaantuu.
4 Vaikka näin ei vielä päästä pureskelemaan tilastollista kausaliteettia, tuottavat aluetekijöihin perustuvat tarkastelut ainakin työhypoteeseja ja tilastomateriaalia tällaista analyysia varten.
5 Ero on parittaisvertailussa merkitsevä, mutta kun huomioidaan, että vertailu on valikoivaa (suurimmat ja pienimmät 20 joukosta), merkitsevyys menetetään.
Kirjallisuus
Cleveland, W. S. (1979), Robust Locally Weighted Regression and Smoothing Scatterplots. Journal of the American Statistical Association, 74, 829-836.
Chetty, R. & Hendry, N. & Kline, P. & Saez, E. (2014), Where is the Land of Opportunity? The Geography of Intergenerational Mobility in the United States, Quarterly Journal of Economics, 129, 1553-1623 + on line Appendix.
Friedman, M. (1962), Capitalism and Freedom, Chicago: University of Chicago Press.
Kanbur, R. & J. Stiglitz (2016), Dynastic Inequality, Mobility and Inequality of Opportunity, to be published in Journal of Economic Inequality and Centre for Economic Policy Research Discussion Paper No. 10542, April 2015.
Rantala J. & Suoniemi I. (2007), Eläkeläisten toimeentulo tulonjaon kokonaisuudessa, 2007. Palkansaajien tutkimuslaitos, tutkimuksia 105, Eläketurvakeskuksen tutkimuksia 2007:2.
Riihelä, M. & Sullström, R. & Suoniemi I. (2008), Tax Progressivity and Recent Evolution of the Finnish Income Inequality, Palkansaajien tutkimuslaitos, Työpapereita 246.
Roemer, J.E. (1998), Equality of Opportunity, Cambridge, MA: Harvard University Press.
Suoniemi, I. & Rantala J. (2010), Income Mobility, Persistent Inequality and Age, Recent Experiences from Finland, Palkansaajien tutkimuslaitos, Työpapereita 263, Finnish Centre for Pensions, Working Papers 2010:6.
Suoniemi, I. (2012), Income Mobility, Income Risk and Age – Finnish Experiences in 1995–2008, Palkansaajien tutkimuslaitos, Työpapereita 276, Finnish Centre for Pensions, Working Papers 02/2012.
Suoniemi, I. (2016), Lainatakuut, opintoraha ja verotus, PT-blogi 08.03.2016.
Suoniemi, I. (2016), Income Risk over the Working Life: Income Insurance from Taxes and Cash Transfers in 1995-2012 (ilmestyy).
Stokey N. (1998), Shirtsleeves to Shirtsleeves: The Economics of Social Mobility, teoksessa Schwartz, N.L. & Jacobs, D. & Kalai, E. (Toim.): Frontiers in Research in Economic Theory: The Nancy L. Schwartz Memorial Lectures 1983-1997, Cambridge: Econometric Society Monographs, 210-241.
Paluuviite: Suomen Kultahattu-käyrä